inflaŢie-sustenabilitate-integrare · academia romÂnĂ grupul de reflecţie evaluarea stării...

ACADEMIA ROMÂNĂ

Grupul de reflecţie Evaluarea Stării Economiei Naţionale

ESEN - 2 INTEGRAREA ROMÂNIEI ÎN UNIUNEA EUROPEANĂ

INFLAŢIE-SUSTENABILITATE-INTEGRARE

Secţia de Ştiinţe Economice, Juridice şi Sociologie a Academiei Române

Institutul Naţional de Cercetări Economice Centrul de Informare şi Documentare Economică

ACADEMIA ROMÂNĂ

Grupul de reflecţie Evaluarea Stării Economiei Naţionale

Coordonare generală: Academician Eugen SIMION

Preşedintele Academiei Române

Coordonare executivă: Academician Aurel IANCU

Consiliul de orientare şi evaluare ştiinţifică:

Secţia de ştiinţe Economice, Juridice şi Sociologie a Academiei Române Acad. Tudorel POSTOLACHE, preşedintele Secţiei;

Prof. dr. Constantin BĂRBULESCU, m.c.; Acad. Mircea Paul COSMOVICI; Prof. dr. Daniel DĂIANU, m.c.; Acad. Emilian DOBRESCU;

Prof. dr. Ion DOGARU, m.c.; Acad. Ion FILIPESCU; Acad. Aurel IANCU, vicepreşedinte executiv;

Prof. dr. Constantin IONETE, membru de onoare al Academiei Române; Prof. dr. Mugur C. ISĂRESCU, m.c.; Acad. Costin KIRIŢESCU;

Prof. dr. Vasile STĂNESCU, membru de onoare al Academiei Române; Acad. Iulian VĂCĂREL; Prof. dr. Gheorghe ZAMAN, m.c.;

Prof. dr. Cătălin ZAMFIR, m.c.

Institutul Naţional de Cercetări Economice Prof. dr. Mircea CIUMARA, director general

Prof. dr. Valeriu IOAN-FRANC, director general adjunct Prof. dr. Gheorghe DOLGU

Directoratul şi secretariatul ştiinţific

Prof. dr. Valeriu IOAN-FRANC; Prof. dr. Sorica SAVA; Mircea FÂŢĂ; Drd. Aida SARCHIZIAN; Dan OLTEANU

Ediţie realizată cu asistenţă financiară din partea Comunităţii Europene, grant B7-030-ZZ00 24.03.08.15.

Punctele de vedere exprimate în acest studiu aparţin autorilor şi, prin urmare, nu pot fi considerate în nici un fel ca exprimând punctul de vedere oficial al Comunităţii Europene.

CUPRINS

1. Evoluţia raportului inflaţie-şomaj în perspectiva aderării României la UE Lucian Liviu ALBU

1.1. Introducere..................................................................................................5 1.2. Evidenţe empirice şi trenduri în spaţiul european .......................................6 1.3. Fazele tranziţiei...........................................................................................9 1.4. Curba Phillips modificată ..........................................................................12 1.5. Aplicaţii .....................................................................................................13

2. Circuite inflaţioniste: salarii şi cursul de schimb Cornelia SCUTARU

2.1. Introducere................................................................................................26 2.2. Evoluţia inflaţiei .........................................................................................28 2.3. Evoluţia salariilor; politici salariale ............................................................31 2.4. Evoluţia cursului de schimb; politici monetare şi valutare .........................35 2.5. Un model econometric ..............................................................................38

3. Studiu comparativ al evoluţiei inflaţiei în România şi în ţările Uniunii Europene

Elena PELINESCU 3.1. Introducere................................................................................................55 3.2. Dinamica inflaţiei în ţările Uniunii Europene şi unele ţări în tranziţie.........56 3.3. Cauzele persistenţei inflaţiei .....................................................................62 3.4. Posibilităţi de control al inflaţiei .................................................................67 3.5. Impedimente în aplicarea urmăririi directe a inflaţiei .................................70

4. Modelarea sustenabilităţii datoriei publice în condiţiile aderării la UE Lucian Liviu ALBU, Elena PELINESCU

4.1. Introducere................................................................................................77 4.2. Dinamica datoriei publice după anul 1989 ................................................78 4.3. Parametrii ecuaţiei dinamicii datoriei publice ............................................81 4.4. Impactul politicii fiscale .............................................................................84 4.5. Contribuţia taxei pe inflaţie........................................................................86 4.6. Relaţia dintre sectorul public şi deficitul extern .........................................88 4.7. Sunt oare sustenabile deficitele? ..............................................................91 4.8. Concluzii ...................................................................................................94

CONTENTS

1. The evolution of the inflation-unemployment relation in view of Romania’s accession to the EU

Lucian Liviu ALBU 1.1. Introduction .................................................................................................5 1.2. Empirical evidence and trends in the European area .................................6 1.3. The transition stages...................................................................................9 1.4. Modified Philips curve ...............................................................................12 1.5. Applications ..............................................................................................13

2. Inflationary circuits: Wages and exchange rate Cornelia SCUTARU

2.1. Introduction ...............................................................................................26 2.2. Evolution of inflation..................................................................................28 2.3. Wage evolution. Wage policy....................................................................31 2.4. Exchange rate evolution. Monetary and hard currency policy...................35 2.5. An econometric model ..............................................................................38

3. The comparative study of the inflation evolution in Romania and the EU countries

Elena PELINESCU 3.1. Introduction ...............................................................................................55 3.2. Inflation dynamics in the EU countries and in some transition countries .....56 3.3. The reason of the inflation persistence .....................................................62 3.4. Possibilities to control inflation ..................................................................67 3.5. Obstacles preventing direct checking of inflation ......................................70

4. Modelling the public debt sustainability in the context of the accession to the EU

Lucian Liviu ALBU, Elena PELINESCU

4.1. Introduction ...............................................................................................77 4.2. Public debt dynamics after 1989...............................................................78 4.3. Parameters of the public debt dynamics equation ....................................81 4.4. Impact of fiscal policy................................................................................84 4.5. The contribution of the tax on inflation ......................................................86 4.6. The relation between the public sector and foreign deficit ........................88 4.7. Are the deficits sustainable? .....................................................................91 4.8. Conclusions ..............................................................................................94

1. EVOLUŢIA RAPORTULUI INFLAŢIE-ŞOMAJ ÎN PERSPECTIVA

ADERĂRII ROMÂNIEI LA UE Prof. dr. Lucian-Liviu ALBU,

Institutul de Prognoză Economică

1.1. Introducere Pentru România, aderarea în perspectivă la Uniunea Europeană presupune

eforturi serioase pe multiple planuri. Printre condiţiile aderării, îndeplinirea criterii-lor economice de performanţă ocupă un loc central. Obiectivul fundamental îl con-stituie crearea unei economii de piaţă funcţionale, compatibilă cu principiile, nor-mele, mecanismele, instituţiile şi politicile comunitare. Convergenţa care se contu-rează în acest sens ar trebui să se întemeieze în primul rând pe evaluarea resur-selor şi posibilităţilor, a contextului intern şi internaţional. În cazul României, există un dublu imperativ, anume cel al încheierii tranziţiei la economia de piaţă, pe de o parte, şi cel al pregătirii aderării sale la Uniunea Europeană, pe de altă parte.

În condiţiile în care evoluţia reală a economiei naţionale deocamdată pare a fi strânsă în chingile unui "cerc vicios", caracterizat în principal prin perpetuarea şi chiar adâncirea decalajelor de productivitate şi standard de viaţă faţă de Uniunea Europeană, teoria incompatibilităţii între criteriile de convergenţă (aşa-numitele criterii Maastricht) şi politicile orientate spre creşterea economică sau între obiectivele nominale şi cele reale ar putea fi consistentă.

Conform PNAR (Planul naţional de aderare la Uniunea Europeană) şi Programului economic de preaderare, principalii parametri-ţintă în prima jumătate a deceniului, în vederea convergenţei şi a atingerii criteriilor de performanţă pentru aderarea României la Uniunea Europeană, sunt:

• realizarea unui ritm mediu anual de creştere de 4,5-5,5% (cu o medie anuală de 5,1% pentru întreaga perioadă 2001-2005);

• coborârea ratei anuale a inflaţiei sub 10% (începând cu anii 2004-2005);

• încadrarea deficitului bugetar în jur de 3% din produsul intern brut.

Printre factorii determinanţi ai promovării reformelor, ai relansării economice şi implicit ai trecerii spre o dezvoltare durabilă, se află acumularea şi investiţiile, ale căror surse de finanţare vor fi reprezentate de asistenţa organismelor interna-ţionale (între care Uniunea Europeană ocupă un loc semnificativ), investiţiile străi-ne directe (pe care se mizează o dată cu creşterea credibilităţii mediului economic românesc) şi relansarea economiilor interne (domestic savings). În perioada 2001-2004, efortul financiar al statului pentru realizarea obiectivelor prioritare

ESEN-2 - INTEGRAREA ROMÂNIEI ÎN UNIUNEA EUROPEANĂ

6

asumate va reprezenta 75-80% din necesarul total de finanţare, din care resursele bugetare 28-40%. Sursele externe, deşi se vor menţine preponderente ca pondere în totalul necesarului de finanţare, în toată perioada considerată, vor înregistra o diminuare (după maximul atins în anul 2002): 61,1% (din care 33,1% rambursabile) în 2001, 72,0% (din care 47,5% rambursabile) în 2002, 68,0% (din care 42,9% rambursabile) în 2003 şi 55,3% (din care 37,6% rambursabile) în 2004. Toate acestea trebuie să asigure intrarea economiei româneşti într-un cerc virtuos al dezvoltării durabile, în care un rol esenţial îl are sustenabilitatea datoriei publice (interne şi externe) şi a deficitelor bugetare. Având în vedere problemele legate de puterea de absorbţie a sprijinului financiar extern de către economia românească, cele legate de sterilizarea monetară sau seignorage-ul potenţial, dinamica acumulării interne va trebui accelerată în mod progresiv, iar în acest sens investiţiile guvernamentale în sectorul public vor reprezenta o pârghie esenţială a relansării economice.

1.2. Evidenţe empirice şi trenduri în spaţiul european Inflaţia şi şomajul reprezintă două dintre marile probleme cu care se

confruntă guvernele din oricare ţară, nemaivorbind de cele din ţările est-europene aflate în tranziţie. Între inflaţie şi şomaj există o strânsă corelaţie, deşi încă nu pe deplin specificată, în ciuda eforturilor comunităţii ştiinţifice internaţionale din domeniul economic. Evidenţele empirice demonstrează totuşi existenţa unor tren-duri pe termen lung a căror cunoaştere poate fi de un real folos responsabililor cu politica economică. În acest mod, ar putea fi evitate efectele nefaste ale unor “programe” sau “strategii” care îşi propun, de exemplu, simultan, ritmuri înalte pentru diminuarea inflaţiei, reducerea şomajului, creşterea economică, majorarea salariilor şi a pensiilor, sporirea productivităţii muncii, creşterea exporturilor, reducerea deficitelor, aprecierea monedei naţionale, creşterea consumului intern (privat şi al statului), majorarea veniturilor bugetare ş.a.m.d. Comportamentul sistemelor economice evoluează însă după legi “naturale”, iar ignorarea lor poate avea consecinţe imprevizibile. Politicile economice pot avea succes, evaluat pe termen lung, doar în măsura în care acţionează în sensul acestor legi.

Ca în multe alte cazuri, performanţele României în ceea ce priveşte alinierea la trendurile generale de evoluţie a raportului inflaţie-şomaj (având un impact major asupra dezvoltării de ansamblu a economiei naţionale), care se manifestă în ultimii ani pe plan european, sunt încă modeste. Astfel, crizele cu care s-a confruntat economia românească pot fi explicate în bună parte şi prin amânarea unei rezolvări corespunzătoare a relaţiei inflaţie-şomaj. Întârzierea restructurării de fond a economiei, care ar fi presupus în primul rând eliminarea pierderilor din vechiul sistem al întreprinderilor de stat, a alimentat în mod decisiv inflaţia şi a stopat mobilitatea forţei de muncă, adică o dinamică susţinută a succesiunii şomaj relativ înalt pe termen scurt, provenit din sectoarele economice vechi, neperformante, şi resorbţia rapidă a acestuia în sectoarele noi, dinamice.

Datele empirice demonstrează, pe fundalul ciclului afacerilor, unele modificări majore ale trendurilor în ţările occidentale în ultimele trei decenii. Printre


7

acestea menţionăm: descreşterea impresionantă a ratei inflaţiei acompaniată de majorarea cvasicontinuă a ratei şomajului; reducerea generală a ritmului de creştere economică; micşorarea ariei de distribuţie a punctelor (valorilor) în cazul fiecăruia din cele trei planuri: inflaţie-şomaj, inflaţie-producţie şi, respectiv, pro-ducţie-şomaj, ceea ce semnifică o stabilitate macroeconomică mai mare şi implicit mai puţin stres în economie. În orice caz, evoluţia a fost de la o perioadă în care principalul simptom al stresului a fost inflaţia spre una în care şomajul devine principalul simptom şi factor, totodată, al stresului dintr-o economie naţională. Semnificaţia este că un nivel relativ înalt al şomajului este actualmente considerat “normal” (aceasta şi graţie gradului de prosperitate generală la care s-a ajuns în Europa de Vest şi programelor tot mai sofisticate de protecţie socială), spre deosebire de cazul inflaţiei. Pe de altă parte, în ţările din centrul şi estul Europei a existat o situaţie complet diferită în primii ani de după 1989: atât inflaţia, cât şi şomajul au marcat creşteri accelerate, fără precedent în zona europeană în timp de pace. Pe termen lung însă, trendurile vor fi probabil similare celor înregistrate în cazul ţărilor din vestul Europei.

Datele empirice sugerează, de asemenea, posibilitatea existenţei unor tren-duri persistente, a unor aşa-numiţi atractori, în ceea ce priveşte evoluţia pe ter-men lung. În anexele 1, 2 şi 3 sunt prezentate trendurile pentru unele ţări vest-eu-ropene, în perioada 1970-2000, iar în anexa 4 graficele pentru cazul a patru ţări est-europene în perioada 1990-2000. Se pot remarca unele diferenţe semni-ficative între economiile vestice şi cele estice. Astfel, în cazul celor din urmă, principala problemă o reprezintă tranziţia de la tipul unor atractori existenţi în primii ani de după 1989 la cei care guvernează astăzi economiile vest-europene. De exemplu, în cazul planului şomaj-inflaţie, tranziţia presupune o mişcare de la o elipsă având axa mare orientată vertical, de-a lungul axei inflaţiei, la aceea având axa mare orientată orizontal, de-a lungul ratei şomajului. Problema fundamentală o reprezintă “evadarea” din capcana vechiului tip de atractor-elipsă, întrucât, după cum este cunoscut deja chiar din teoria economică standard, sistemele economice dispun în orice moment de o cantitate semnificativă de forţe inerţiale şi de o memorie remanentă importantă (aşa-numitul fenomen histerensis).

Pentru a analiza trendurile pe termen lung ale relaţiei inflaţie-şomaj, am utilizat două modele derivate din cel general al stagflaţiei. Pentru exemplificare, s-au luat în considerare evoluţiile din trei ţări vestice (Belgia, Franţa şi Marea Brita-nie) şi din patru ţări estice (Bulgaria, Cehia, România şi Ungaria), în perioada sta-tistică 1990-2000 (pentru anul 2000, datele reprezintă estimări). Rezultatele ob-ţinute sunt prezentate sintetic în tabelul 1.1, iar datele de bază în tabelul din ane-xa 1.5. În tabel sunt redate, de asemenea, şi estimările prin luarea în considerare a unei perioade mai scurte (1990-1998). În primii ani de după 1989, în ţările estice, spre deosebire de situaţia din cele vestice, inflaţia a avut o dinamică explozivă, iar şomajul a marcat creşteri importante (în unele cazuri însă, cum este şi cel al României, acesta a continuat totuşi să se situeze sub nivelul care ar fi fost impus de promovarea unor modificări structurale profunde). Pe ansamblul perioadei considerate, având în vedere şi avansarea, mai lentă sau mai rapidă, pe calea reformelor în ţările est-europene, se remarcă o anumită convergenţă, cel


8

puţin în ceea ce priveşte nivelul ratei naturale a şomajului şi tendinţa generală de calmare a inflaţiei. Desigur, în perspectiva aderării la Uniunea Europeană, trendu-rile trebuie să devină similare celor înregistrate în cazul ţărilor vestice. Principala problemă a tranziţiei în cazul României continuă să fie actualmente nivelurile înalte ale ratei inflaţiei.

Primul model utilizat de noi presupune o corelaţie lineară simplă între rata înregistrată a şomajului (x) şi rata anuală de modificare a PIB (vy). De asemenea, rata anuală a inflaţiei (z) este exprimată ca o funcţie parabolică având ca argument ritmul PIB-ului:

x(vy) = a · vy + xn (1)

z(vy) = A · vy2 + C (2)

unde: a, A şi C reprezintă constante, iar xn este rata naturală a şomajului. Eliminând vy din (1) se obţine:

z(x) = A · [ ( x – xn ) / a ]2 + C (3)

Modelul a fost conceput în ipoteza existenţei stagflaţiei, adică a prezenţei simultane a inflaţiei şi a creşterii zero (sau negative), cuplată cu o rată a şomajului pozitivă şi, de regulă, ridicată. În literatură, încercarea de a modela acest fenomen constă în modificarea curbei Phillips originale, introducând influenţe adiţionale, cum ar fi, de exemplu, rata aşteptată a inflaţiei ze. În acest context, parametrul C poate fi privit ca o rată “naturală” a inflaţiei, în sensul teoriei aşteptărilor raţionale. Pentru perioada statistică analizată există trei situaţii: 1) linia şomajului se situează sub curba inflaţiei, care este de forma unei parabole prezentând un minim (în această situaţie se află toate ţările estice considerate); 2) linia şomajului intersectează curba inflaţiei (cazul Belgiei); 3) linia şomajului se află deasupra celei a inflaţiei, care de această dată are forma unei parabole prezentând un maxim (cazul Franţei şi al Marii Britanii).

Al doilea model a fost obţinut prin modificarea funcţiei şomajului, astfel:

x (vy) = a · vy2 + b · vy + c (4)

unde b este un coeficient.

În contextul acestui model pot exista următoarele situaţii: 1) curba şomajului, o parabolă ce prezintă un maxim, se situează sub aceea a inflaţiei, o parabolă care prezintă un minim (în această situaţie se află toate cele patru ţări estice considerate, mai puţin Bulgaria, pentru perioada 1990-2000); 2) curba şomajului intersectează pe aceea a inflaţiei, ambele conservându-şi forma (cazul Belgiei); 3) curba şomajului, prezentând un minim de această dată, se situează deasupra celei a inflaţiei, care prezintă în acest caz un maxim (în această situaţie se află Franţa şi Marea Britanie).


9

Tabelul 1.1

Estimări pe baza datelor statistice din perioada 1990-2000 (între paranteze: perioada 1990-1998)

- % - Rata naturală a

şomajului Valorile extreme ale

ratei şomajului Rata “naturală” a inflaţiei

Model I Model II Model I Model II Model I Model II Belgia

12,9 (12,8)

12,9 (13,1)

- (-)

13,7(maxim) (13,1 (maxim))

2,0 (minim) (2,0 (minim))

Idem (Idem)

Bulgaria

12,8 (12,6)

13,0 (13,9)

- (-)

12,1 (minim) (14,2 (maxim))

68,7 (minim) (152,0 (minim))

Idem (Idem)

Cehia

4,2 (3,7)

4,4 3,8

- (-)

4,5 (maxim) (4,0 (maxim))


Idem (Idem)

Franţa

10,6 (10,7)

10,5 (10,7)

- (-)

10,5 (minim) (10,6 (minim))


Idem (Idem)

Marea Britanie 8,5 (8,2)

8,5 (8,1)

- (-)



Idem (Idem)

România

7,8 (8,3)

6,7 (8,9)

- (-)


39,6 (minim) (102,2 (minim))

Idem (Idem)

Ungaria

9,0 (9,6)

9,6 (9,7)

- (-)

9,6 (maxim) 16,6 (maxim)

19,1 (minim) (21,6 (minim))

Idem (Idem)

Datele empirice disponibile pentru ţările vest-europene şi abordarea lor pe

baza teoriei moderne a ciclurilor endogene ne-au permis o interpretare mai nuan-ţată a “confirmării” curbei Phillips pentru anii ‘50-‘60 şi a “morţii” sale ulterioare, decretată de economiştii aparţinând de aşa-numita Standard Economics. Este po-sibil ca schimbarea produsă să fie efect al tranziţiei spre un nou atractor, în planul inflaţie-şomaj. Situaţia din economiile occidentale pare să confirme, cel puţin până în preajma mijlocului ultimului deceniu al secolului trecut, aşa-numita strategie Stop-Go Cycles. Guvernele mai întâi promovează politici expansioniste, iar apoi le stopează. O suită de astfel de politici generează în planul inflaţie-şomaj o serie de bucle. Datele empirice descriu de fapt “paşii” unei dinamici de tip Stop-Go Cycles, în care alternarea perioadelor de expansiune a cererii cu cele de contracţie generează o succesiune de genul: accelerarea inflaţiei, recesiunea inflaţionistă, dezinflaţie şi, în final, reinflaţie. În ultimele două decenii, atât rata inflaţiei, cât şi a-ceea a şomajului se mişcă în cadrul unei zone strict delimitate a planului, deşi se înregistrează o inversare a distribuţiei (inflaţia scade până la valori foarte apropia-te de zero, în timp ce şomajul atinge noi recorduri). Acest trend ar putea fi atribuit, în opinia noastră, luării în considerare, într-o măsură tot mai mare, a ratei naturale a şomajului (aşa-numitul NAIRU) în cadrul politicilor macroeconomice din ţările vest-europene.

1.3. Fazele tranziţiei Analiza efectuată pe baza celui de-al doilea model permite identificarea

următoarelor cinci faze ale tranziţiei din spaţiul economic central şi est-european:

1. O scădere severă a PIB-ului, urmată de o creştere explozivă a inflaţiei şi de o creştere modestă a şomajului (cauza rezidând în opoziţia vechilor structuri şi în


10

credinţa că tranziţia poate fi realizată cu un grad relativ ridicat al ocupării forţei de muncă).

2. O temporizare a inflaţiei însoţită de rate mici de scădere a PIB-ului şi o creştere severă a şomajului până în momentul în care restructurarea reală este realizată.

3. După punctul de maxim al şomajului (cerut de restructurare) şi stoparea scăde-rii PIB-ului urmează o revigorare a producţiei, cu absorbţia unei părţi importan-te de forţă de muncă (dar conform unei noi structuri economice), şi o conti-nuare a procesului de temporizare a inflaţiei, situată însă la un nivel încă relativ înalt.

4. Rata de creştere a PIB-ului atinge valori maxime şi apoi scade, cu uşoare scăderi ale ratei şomajului (care se află aproape de nivelul minim admis), şi, cel mai important, o scădere accelerată a inflaţiei până la nivelul înregistrat în ţările vestice în urmă cu 25-30 de ani (stadiu ce corespunde situaţiei econo-miilor vestice la sfârşitul anilor ‘60).

5. Începutul unei noi perioade de creştere a şomajului, dar în condiţiile unei inflaţii mici, strict controlate.

Privite prin această schemă a tranziţiei, în general toate statele estice analizate par a fi depăşit fazele incipiente ale tranziţiei, cu toate că Cehia şi Ungaria se situează într-o situaţie mai avansată, caracterizată de începerea unei perioade relativ stabile.

După cum s-a arătat, în ultimii ani, pe plan european se desfăşoară un pro-ces tranziţional important, incluzând ţările vestice, anume acela de trecere de la un nivel ridicat al inflaţiei şi unul scăzut al ratei şomajului către o perioadă în care şomajul devine mult mai autonom în raport cu dinamica PIB-ului, iar rata anuală a inflaţiei coboară cu mult sub 10%, chiar sub 2% în multe cazuri. Pe latura şomaju-lui a apărut o puternică relaxare, nivelurile ridicate ale acestuia fiind percepute ca normale, spre deosebire de situaţia pe latura inflaţiei. În ciuda existenţei încă a unor diferenţe semnificative, pot fi observate semnele unor iminente procese de convergenţă. Pentru accelerarea acestor procese, soluţia foarte urgentă, în spe-cial pentru ţările estice rămase în urmă, precum România, o constituie finalizarea marii privatizări, dublată de un efort uriaş orientat către restructurarea economică. În termenii relaţiei inflaţie-şomaj, aceasta înseamnă menţinerea la cote controlabi-le a ratei şomajului şi îndeosebi descreşterea accelerată a inflaţiei. Într-o perioadă atât de tensionată este important ca guvernanţii să beneficieze de un suport în-semnat din partea populaţiei.

Cel mai important impact în planul relaţiei inflaţie-şomaj îl are transferul proprietăţii, ştiut fiind că sectorul privat reprezintă principalul motor al oricărei economii de piaţă. În România, acest transfer s-a derulat cu o viteză mult mai mi-că decât în alte ţări est-europene, precum Cehia, Polonia sau Ungaria. De aceea, considerăm necesară accelerarea procesului de privatizare în vederea atingerii “masei critice” în ceea ce priveşte ponderea sectorului privat, concomitent cu asigurarea unui ritm înalt al creşterii economice. Desigur, trebuie avută în vedere


11

şi reforma sistemului fiscal în sensul stimulării procesului investiţional, îndeosebi în cazul întreprinderilor mici şi mijlocii şi pentru atragerea capitalului străin.

În ceea ce priveşte evoluţia pe termen lung a celor trei indicatori economici fundamentali, în figura 1.1 este prezentată ”harta” în spaţiul tridimensional a dina-micii din perioada 1990-2000. Deja, aceasta începe să reflecte imaginea unei eco-nomii în curs de structurare, de depăşire a stadiului de ”economie slab structu-rată”.

Trebuie menţionat totuşi că reformele, privatizarea, tranziţia, în general, nu reprezintă scopuri în sine. Ele sunt destinate creşterii performanţelor economiei naţionale, care, în ultimă instanţă, se evaluează prin intermediul indicatorilor bunăstării. În România, viteza nesatisfăcătoare a tranziţiei este reflectată şi de creşterea aşa-numitului grad al sărăciei, precum şi de accentuarea discrepanţei dintre veniturile diverselor grupe ale populaţiei. Singura soluţie o reprezintă creşterea economică de durată.

Figura 1.1

Important pentru tranziţia actuală în ţările estice este că procesul de conver-

genţă nu presupune în mod necesar aceeaşi evoluţie ca aceea din ţările vestice din ultimii 30 de ani. Astfel, schimbarea parametrilor curbelor în spaţiul inflaţie-şo-maj (ce reflectă de fapt schimbări structurale) poate asigura o tranziţie mult mai rapidă, un veritabil salt. O primă modalitate de a descoperi în ce zonă este situată o economie, dintr-o perspectivă pe termen lung, este oferită şi de modelele deri-vate din teoria ciclurilor endogene. Alături de metodele tradiţionale, un model dez-


12

voltat în acest sens ar fi un instrument important la dispoziţia decidenţilor (unele rezultate promiţătoare apar din utilizarea unor modele mai complicate de tip “spi-rală” sau de tip Rössler; acest tip de modele împreună cu modelele nelineare dis-crete ale curbei Phillips modificate pot fi un util semnal de alarmă, anume acela că structura aparentă a simplelor modele clasice poate prezenta, în fapt, un amplu meniu comportamental şi că diverse regimuri pot apărea când valorile unor pa-rametri speciali evoluează în jurul unor valori-prag, cum se întâmplă, de exemplu, în cazul expectaţiilor înalte ale inflaţiei).

1.4. Curba Phillips modificată (Un model non-linear discret pentru investigarea tranziţiilor într-un sistem bazat pe curba Phillips modificată)

Stagflaţia, ca fenomen, s-a adăugat relativ recent problematicilor legate de relaţia inflaţie-şomaj, investigaţiile empirice indicând o relaţie inversă nelineară. O încercare de a modela fenomenul stagflaţiei a fost făcută ulterior prin introducerea unor factori adiţionali pentru explicarea inflaţiei actuale, cum ar fi rata aşteptată a inflaţiei. Au existat, de asemenea, autori care au încercat o abordare a stagflaţiei prin conceperea unui sistem dinamic bazat pe teoria catastrofelor. Modelul nostru constă în următorul sistem de trei ecuaţii:

( )( )

( )

ππ

π

π π π

π π

t

t

t

t t

t t t

t t t

eu

g u h e

e h e

h e u+

+ +

⎡

⎣

⎢⎢⎢

⎤

⎦

⎥⎥⎥=

+ ⋅

+ ⋅ −

− ⋅ − +

⎡

⎣

⎢⎢⎢

⎤

⎦

⎥⎥⎥

1

1 1

1

2

3

: (5)

unde πt şi πet sunt inflaţia actuală şi cea aşteptată în perioada t şi ut este nivelul şomajului în perioada t. Includerea unor aşteptări inflaţioniste în inflaţia actuală es-te realizată de parametrul h1 (0 ≤ h1 ≤ 1). A doua ecuaţie exprimă faptul că aştep-tarea inflaţionistă este o aşteptare adaptivă în cazul nostru. Parametrul h2 (0 ≤ h2 ≤ 1) reprezintă gradul cu care este corectată predicţia inflaţiei actuale. Dinamicile şomajului sunt exprimate de ultima ecuaţie a sistemului, care presupune faptul că rata viitoare a şomajului va fi influenţată de diferenţa dintre inflaţia aşteptată şi cea actuală. Măsura acestei influenţe este guvernată de elasticitatea şomajului în raport cu creşterea monetară reală, aşadar parametrul h3 (h3 > 0).

Deşi aceasta este o justificare teoretică a nelinearităţii inflaţie-şomaj din literatură, nu este statuată nici o formă funcţională a acesteia. În modelul nostru am considerat următoarea formă funcţională:

( )g u kIcr

k u kIcr

k u k( ) : ( )= +⎛⎝⎜

⎞⎠⎟⋅ − + − −⎛

⎝⎜⎞⎠⎟⋅ − +

1 2 1 3 4 1 522 (6)

unde k1, k2, k3, k4, k5, şi lcr sunt parametri. Menţionăm că această formă funcţională este rezultatul unui alt model utilizat de noi pentru determinarea nivelului critic al şomajului ucr (ucr = 1-lcr), în condiţiile unei funcţii de producţie Cobb-Douglas în raport cu nivelul şomajului.


13

Simulările demonstrează o dinamică foarte complexă a relaţiei inflaţie-şomaj, existenţa unor atractori în cazul unor valori critice ale parametrilor, precum şi sensibilitatea ridicată a modelului la diferenţe mici în valorile iniţiale. În anexa 1.6 sunt prezentate câteva regimuri de funcţionare în spaţiul πt – ut –1.

1.5. Aplicaţii Pentru a analiza mai în detaliu rolul inflaţiei în economie şi mecanismele

care o generează, am construit un model având ca ipoteze următoarele două ecuaţii:

( )q q It t tt: max= ⋅ α (7)

s s Lat t: = ⋅0 (8) unde qt şi st reprezintă producţia (PIB-ul) din anul t şi, respectiv, toate costurile (în-deosebi salariale, desigur) implicate de realizarea sa; qmax şi s0 sunt producţia în ipoteza utilizării integrale a forţei de muncă şi, respectiv, costul (salariul) unitar al forţei de muncă active La, iar α este un coeficient pozitiv şi subunitar care dă alura curbei producţiei în funcţie de gradul de ocupare l (l = La/L, unde L este totalul forţei de muncă existente). Toate mărimile sunt evaluate în termeni reali, deci în ipoteza unor preţuri constante.

Diferenţa dintre q şi s ar putea fi interpretată ca fiind profitul sau acumularea netă, deci ceea ce stimulează pe antreprenori pentru investiţii viitoare şi pentru dezvoltarea afacerilor. Ea depinde în principal de doi factori: mărimea gradului de ocupare a forţei de muncă l şi coeficientul α. Dacă evaluarea ratei de ocupare nu ridică probleme, estimarea coeficientului α se dovedeşte extrem de dificilă, la fel ca şi interpretarea sa, de altfel. Condiţia de subunitaritate este acceptată de către economişti, ea asigurând concavitatea funcţiei de producţie. Explicaţia economică este aceea că, pe măsură ce gradul de ocupare tinde spre unu, productivitatea medie a muncii scade, ca şi posibilităţile de adaptare ale antreprenorilor la mişcarea permanentă a pieţelor.

Pentru a depăşi problema estimării alurii curbei producţiei, în funcţie de care antreprenorii îşi pot face calculele de optimizare, am luat în considerare evoluţia preţurilor. Ipoteza, destul de restrictivă, pe care am adoptat-o este aceea că, în lipsa informaţiilor pertinente despre evoluţia viitoare a preţurilor (cum este cazul economiilor cu inflaţie excesiv de mare), singura soluţie este de a se estima (calcula) maximizarea profitului viitor raportat la nivelul actual al salariilor, cu toate că se ştie că aceasta nu va fi posibilă. Raţiunea ar fi că o asemenea decizie (de a fundamenta maximizarea pe menţinerea neschimbată a salariilor faţă de situaţia prezentă) ar putea produce roade în viitor, oricum mai mari decât în lipsa nici unui calcul de evaluare, ajustarea reală urmând a se opera atunci când presiunile sindicale şi de altă natură vor infirma în mod real antecalculul. Dacă acceptăm această ipoteză, funcţia de maximizat va fi:

Be (l) = Q - s = q p - s (9)

unde Be este beneficiul anticipat (deşi se ştie că el nu va fi realizat în


14

integralitate), Q este valoarea producţiei în preţuri curente p. Această funcţie admite un maxim, a cărui soluţie este dată de următoarea ecuaţie:

p It

t

t

t: ( )=

−1 α

α (10)

Restricţia dată de această ecuaţie ne-a permis estimarea coeficienţilor α pentru perioada 1990-2000, precum şi mecanismele de formare a preţurilor şi a altor legături economice semnificative. O parte dintre indicatorii calculaţi se găsesc în anexa 1.7. Printre aceştia, menţionăm gradul de utilizare a capacităţii şi, respectiv, ponderea profitului efectiv realizat în PIB, care este cu mult mai mică decât cea care a stat iniţial la baza calculului de optimizare:

• Gradul de utilizare a PIB-ului potenţial:

k q q l= =/ max α (11)

• Ponderea profitului:

b% = b / q = B / Q = (Q - s p) / Q = (q - s) / q = 1 - lα (12)

O semnificaţie aparte o are însăşi valoarea estimată a lui a. Fără a mai pre-zenta demonstraţia (vezi Albu, 1997), menţionăm că pentru valori ale lui α care se situează în vecinătatea numerelor 2/9 (~0,222) sau 1-2/9 (~0,777), sistemul dina-mic reprezentat de model riscă să intre într-un regim caracterizat prin instabilitate şi imprevizibilitate, deci haotic. Spre exemplificare, prezentăm valorile estimate ale lui α pentru perioada 1991-2000, în cazul României şi, respectiv, al Belgiei, în anexa 1.8. Când o economie este caracterizată printr-un coeficient α de valoare apropiată de 2/9 sau 7/9, nici măcar ipoteza simplificatoare care a stat la baza modelului nu ne mai este de folos, deoarece oscilaţiile, intrând în regim de haos, nu mai permit evaluarea lui b%, deci a singurului criteriu care oferea ceva informaţie despre dinamica sistemului.

Bibliografie selectivă

Albu, L.-L. (1995): La modélisation de l’économie souterraine et des politiques fiscales, CEPREMAP - Paris, ACE - PHARE, august.

Albu, L.-L. (1997): Strain and inflation-unemployment relationship in transitional economies: a theoretical and empirical investigation, University of Leicester, Department of Economics, Centre for Economic Studies, Leicester, ACE-PHARE, December.

Albu, L.-L. (1998): Tranziţia economiei sau tranziţia ştiinţei economice?, IRLI-EXPERT, Bucureşti.

Albu, L.-L. (1999): “Modele non-lineare şi haos în economie”, în Probleme economice, 28.


15

Albu, L.-L.; Ivan-Ungureanu, C.; Tănase, F. (1998): “Quantitative models for estimating the total working time fund”, în Economica, Paris.

Arneodo, A.; Coullet, P.; Tresser, C. (1981): “Possible New Strange Attractors with Spiral Structure”, Communications in Mathematical Physics, 79.

Arneodo, A.; Coullet, P.; Tresser, C. (1982): “Oscillations with Chaotical Behavior: An Ilustration of a Theorem by Shilnikov”, Journal of Statistics Physics, 27.

Berge, P.; Pomeau, Y.; Vidal, C. (1986): Order within Chaos, New York, Wiley.

Dăianu, D.; Albu, L.-L. (1996): Strain and the Inflation-Unemployment Relation-ship: A Conceptual and Empirical Investigation. Econometric Infe-rence into the Macroeconomic Dynamics, East-European Economies, University of Leicester, UK, Research Memorandum, No. 96/15.

Dobrescu, Emilian (1997): “Dihotomia real-nominal în economia românească de tranziţie”, în Microeconomia aplicată, nr. 1, supliment.

Dobrescu, Emilian (2000): Macromodels of the Romanian Transition Economy, Expert Publishing House, Bucharest.

Feigenbaum, M. (1978): “Quantitative Universality for a Class of Non-linear Transformations”, Journal of Statistical Physics, 19.

Fischer, E.O.; Jammernegg, W. (1986): “Empirical Investigation of a Catastrophe Extension of the Phillips-curve”, Review of Economics and Statistics.

Friedman, M. (1968): “The Role of Monetary Policy”, American Economic Review, 58.

Gandolfo, G. (1983): Economic Dynamics: Methods and Models, 2nd ed., Amsterdam, North-Holland.

Gilmore, R. (1981): Catastrophe Theory for Scientists and Engineers, New York, John Wiley.

Glendinning, P.; Sparrow, C. (1984): “Local and Global Behavior near Homoclinic Orbits”, Journal of Statistical Physics, 35.

Goodwin, R. (1967): A Growth Cycle. Socialism, Capitalism and Economic Growth, C.H. Feinstein (ed.), Cambridge University Press.

Guckenheimer, J.; Holmes, P. (1983): Nonlinear Oscillations, Dynamical Systems, and Bifurcations of Vector Field, New York-Berlin-Heidelberg, Springer.

Henon, M. (1976): “A Two-Dimensional Mapping with a Strange Attractor”, Communications in Mathematical Physics, 50.


16

Hermann, R. (1985): Stability and Chaos in a Kaldor-type Model, Department of Economics, University of Göttingen, Discussion Paper, No. 22.

Li, T.Y.; Yorke, J.A. (1975): “Period Three Implies Chaos”, American Mathematical Monthly, 82.

Lipsey, R.G (1960): “The Relation between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1862-1957: A Further Analysis”, Economica, 27.

Lorenz, E.N. (1963): “Deterministic Non-period Flows”, Journal of Atmospheric Sciences, 20.

Lorenz, H.W. (1989): “Nonlinear Dynamical Economics and Chaotic Motion”, Lecture Notes în Economic and Mathematical Systems, 334, Springer-Verlag.

Mandelbrot, Benoît (1972): “Statistical Methodology for Non-periodic Cycles: From the Covariance to R/S Analysis”, Annals of Economic and Social Measurement, 1.

Marotto, F.R. (1978): “Snap-back Repellors Imply Chaos in Rn”, Journal of Mathematical Analysis and Applications, 72.

May, R.M. (1976): “Simple Mathematical Models with Very Complicated Dynamics”, Nature, 261.

Metzler, L.A. (1941): “The Nature and Stability of Inventory Cycles”, Review of Economic Studies, 23.

Mundell, R.A. (1990): “Debts and Deficits in Alternative Macroeconomic Models”, Revista di Politica Economica, VII-VIII, Roma.

Phillips, A.W. (1958): “The Relation between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1861-1957”, Economica, 25.

Pohjola, M.T. (1981): “Stable, Cyclic and Chaotic Growth: The Dynamics of a Discrete Time Version of Goodwin’s Growth Cycle Model”, Zeitschrift für Nationalekönomie, 41.

Rossler, O.E. (1976): “An Equation for Continous Chaos”, Physics Letters, 57A.

Ruelle, D. (1979): “Repellers for Real Analytic Maps”, Ergodic Theory and Dynamic Systems, 2.

Ruelle, D.; Takens, F. (1971): “On the Nature of Turbulence”, Communications in Mathematical Physics, 20.

Santeremo, A.M.; Seater, J.L. (1978): “The Inflation Unemployment Trade-off: A Critique of the Literature”, Journal of Economic Literature, 16.


17

Soliman, A.S. (1996): “Transition from Stable Equilibrium Points to Periodic Cycles to Chaos in a Phillips Curve System”, Journal of Macroeconomics, 18.

Woodcock, A.E.R.; Davis, M. (1979): Catastrophe Theory, London, Penguin.

*** Anuarul statistic al României 2000, Institutul Naţional de Statistică, Bucureşti, 2001.

*** Programul de guvernare pentru perioada 2001-2004, Guvernul României, 2001.

*** Strategia economică pe termen mediu a României, Guvernul României, 2000.


18

Anexa 1.1

Corelaţia şomaj-inflaţie în unele ţări vest-europene, în perioada 1970-2000

0 5 10 15 20 25

0

5

10

15

20

25

30

p%Bt

p%Dt

p%Ft

p%Gt

p%IRt

p%It

p%Ot

p%Pt

p%St

p%UKt

u

,,,,,,,,,,u%Bt u%Dt u%Ft u%Gt u%IRt u%It u%Ot u%Pt u%St u%UKt u


19

Anexa 1.2

Corelaţia ritm PIB-inflaţie în unele ţări vest-europene, în perioada 1970-2000

5 0 5 10 15 205

0

5

10

15

20

25

30

p%Bt

p%Dt

p%Ft

p%Gt

p%IRt

p%It

p%Ot

p%Pt

p%St

p%UKt

y

,,,,,,,,,,y%Bt y%Dt y%Ft y%Gt y%IRt y%It y%Ot y%Pt y%St y%UKt y


20

Anexa 1.3

Corelaţia şomaj-ritm PIB în unele ţări vest-europene, în perioada1970-2000

0 5 10 15 205

0

5

10

15

20

y%Bt

y%Dt

y%Ft

y%Gt

y%IRt

y%It

y%Ot

y%Pt

y%St

y%UKt

u

,,,,,,,,,,u%Bt u%Dt u%Ft u%Gt u%IRt u%It u%Ot u%Pt u%St u%UKt u


21

Anexa 1.4

Corelaţiile din spaţiile u-p, y-p şi, respectiv, u-y, în cazul a patru ţări est-europene, în perioada 1990-2000 - Bulgaria, Cehia, Ungaria, România -

2 4 6 8 10 12 14 16 18 201

10

100

1 103

p%Bgt

p%Czt

p%Ht

p%Rt

u

,,,,u%Bgt u%Czt u%Ht u%Rt u

10 5 0 5 101

10

100

1 103

1 104

1 105

p%Bgt

p%Czt

p%Ht

p%Rt

ey

0

,,,,y%Bgt y%Czt y%Ht y%Rt y

2 4 6 8 10 12 14 16 18 2020

10

0

10

0

y%Bgt

y%Czt

y%Ht

y%Rt

u

,,,,u%Bgt u%Czt u%Ht u%Rt u


22

Anexa 1.5

Evoluţia principalilor indicatori economici în perioada 1990-2000

- % - 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000

Belgia - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

9,6 3,4 3,7

10,3 3,2 1,6

11,2 1,5 1,7

13,02,6

-1,4

13,92,42,3

14,11,51,9

13,72,11,4

13,21,64,6

12,81,02,4

8,8 1,1 2,7

7,0 2,5 4,0

Bulgaria - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

1,7

23,8 -9,1

11,5

338,5 -11,7

15,6 91,2 -7,3

16,472,8-1,5

12,896,01,8

11,162,12,9

12,5123,0-10,1

13,71082-6,9

12,222,34,0

17,0 2,6 2,4

16,9 10,3 5,8

Cehia - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

0,8 9,7

-1,2

4,1

56,6 -11,5

2,6

11,1 -3,3

3,520,80,6

3,210,03,2

2,99,16,4

3,58,83,9

5,28,50,9

7,510,7-0,7

6,8 3,9

-0,4

6,0 2,1 2,9

Franţa - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

9,0 3,3 2,5

9,5 3,1 0,8

10,0 2,4 1,2

10,82,1

-1,3

12,31,72,8

11,71,92,1

12,42,01,5

12,41,23,0

11,90,73,4

11,2 0,6 2,9

9,5 1,6 3,1

M. Britanie - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

6,9 9,5 0,4

9,4 5,9

-2,0

9,9 3,8

-0,5

10,43,52,1

9,42,53,8

8,52,92,5

7,62,42,1

7,13,16,2

6,33,42,6

6,1 1,6 2,3

5,5 2,9 3,1

România - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

1,3 5,1

-5,6

3,0

170,2 -12,9

8,2

210,4 -8,8

10,4256,1

1,5

10,9136,8

3,9

9,532,37,1

6,638,83,9

8,9154,8

-6,1

10,459,1-4,8

11,8 45,8 -2,3

10,5 45,7 1,6

Ungaria - Şomaj - Inflaţie - Ritm PIB

1,9

28,9 -3,5

7,4

35,0 -11,9

12,3 23,0 -3,1

12,122,5-0,6

11,418,82,9

11,128,21,5

10,723,61,3

104,18,34,6

9,114,25,1

7,1

10,1 4,2

6,5 9,8 5,2


23

Anexa 1.6

Regimuri de comportament ale relaţiei şomaj (u) - inflaţie (π), conform modelului curbei Phillips modificate

0.05 0.1 0.150

0.1

0.2

π t

ut 1

0.08 0.09 0.1 0.11 0.120.05

0.1

0.15

π t

ut 1

0.08 0.09 0.1 0.110.06

0.08

0.1

0.12

0.14

π t

ut 1

0.08 0.09 0.1 0.11 0.120.05

0.1

0.15

π t

ut 1

0.06 0.08 0.1 0.120

0.05

0.1

0.15

π t

ut 1

0.08 0.09 0.1 0.110.06

0.08

0.1

π t

ut 1

0.0880.09 0.092 0.0940.0960.08

0.085

0.09

0.095

π t

ut 1

0 0.1 0.2 0.30.2

0

0.2

0.4

π t

ut 1

0.2 0 0.2 0.40.2

0

0.2

0.4

π t

ut 1


24

Anexa 1.7

Valorile estimate ale unora dintre parametrii modelului propus în cazul economiei româneşti, în perioada 1990-2000

qe90 (mld. lei)

qmax (mld. lei)

w90 (mii lei)

wL90 (mii lei)

s0 (mii lei)

s (mld. lei)

k (%)

b% (%)

1990 857,9 1991 747,2 752,7 68,8 67,8 67,8 736,4 99,3 1,4 1992 681,2 693,9 63,9 61,5 61,5 655,0 98,2 3,8 1993 691,5 710,9 67,7 63,1 63,1 644,9 97,3 6,7 1994 718,9 751,2 71,8 67,0 67,0 671,2 95,7 6,6 1995 770,4 832,3 78,9 76,6 76,6 747,2 92,6 3,0 1996 801,3 847,8 85,2 82,8 82,8 779,2 94,5 2,8 1997 752,4 776,1 82,1 78,1 78,1 716,0 96,9 4,8 1998 716,3 763,2 80,2 77,2 77,2 689,6 93,9 3,7 1998 700,0 755,2 81,0 77,7 77,7 671,4 92,7 4,1 2000 711,2 769,0 83,5 80,2 80,2 683,3 92,5 3,9


25

Anexa 1.8

Valorile estimate ale parametrului α în perioada 1991-2000

România Belgia 1991 0,334066280546665 0,965349403840961 1992 0,320565880224777 0,983265175107516 1993 0,284841872254577 0,970688431105542 1994 0,390352663183089 0,972560330615714 1995 0,716814079897461 0,982623084111839 1996 0,669124166976732 0,975970338815815 1997 0,384921526133606 0,981706332303192 1998 0,624556941869453 0,988547102813127 1999 0,644889172449989 0,988029627474127 2000 0,661051696737357 0,973753236135439

2. CIRCUITE INFLAŢIONISTE: SALARII ŞI CURSUL DE SCHIMB

Dr. Cornelia SCUTARU, Institutul de Prognoză Economică

Lucrarea reia problema circuitelor inflaţioniste din economia românească. Ideea de bază este aceea că în economie se formează circuite care antrenează procese de autoîntreţinere a fenomenului inflaţionist: circuite inflaţioniste. Acestea nu epuizează complexitatea fenomenului, dar identificarea lor permite o analiză mai detaliată a evoluţiei acestuia. Un circuit inflaţionist este definit de variabile care se influenţează reciproc; astfel este clasica spirală preţuri-salarii-preţuri, ca şi relaţia dintre inflaţie şi devalorizarea monedei naţionale. Ceea ce caracterizează inflaţia este aspectul cumulativ al efectelor, nu numai în interiorul unui circuit, dar şi prin acţiunea suprapusă a mai multor circuite: evoluţia globală a sistemului economic este influenţată de inflaţie şi condiţionează, la rândul său, evoluţia acesteia.

2.1. Introducere Principalul efect negativ al inflaţiei constă în distorsionarea comportamentu-

lui agenţilor economici: este afectată înclinaţia spre economisire a populaţiei, comportamentul investiţional al firmelor, ca şi puterea de decizie a guvernului şi a autorităţii bancare. Ideea de bază a lucrării este aceea că în economie se for-mează circuite care antrenează procese de autoîntreţinere a fenomenului in-flaţionist: circuite inflaţioniste. Acestea nu epuizează complexitatea fenome-nului, dar identificarea lor permite o analiză mai detaliată a evoluţiei acestuia.

Un circuit inflaţionist este definit de variabile care se influenţează reciproc; astfel este clasica spirală preţuri-salarii-preţuri. Creşterea preţurilor duce la revendicări salariale, a căror satisfacere, chiar şi parţială, intră în costurile de producţie, ducând la o nouă creştere de preţuri. Desigur că fenomenul este mult mai complex: chiar şi o politică salarială prudentă impune creşteri moderate ale salariilor, de regulă cu procente situate sub nivelul inflaţiei, pentru a diminua creş-terea cererii. Această acţiune directă este completată de evoluţia fenomenului de economisire, a cărui stimulare poate contribui la diminuarea consumului şi la o creştere a mijloacelor financiare disponibile în cadrul economiei naţionale. Dife-renţialul de inflaţie, care exprimă raportul dintre dobânzi şi inflaţie, joacă un rol foarte important în stimularea sau inhibarea înclinaţiei spre economisire a populaţiei. Dobânzile pasive real-negative care au un diferenţial de inflaţie ridicat duc rapid la erodarea economiilor populaţiei, ceea ce duce la scăderea încrederii în moneda naţională şi la migrarea economiilor către depozitele în valută con-vertibilă sau alte forme de economisire. Apare astfel o creştere a cererii de valută, care duce la creşterea cursului de schimb. Devalorizarea monedei naţionale duce, pe de o parte, la creşterea costurilor legate de importurile necesare realizării producţiei interne; pe de altă parte, importurile de bunuri de consum


27

devin din ce în ce mai scumpe, ceea ce duce la creşterea inflaţiei. Creşterea preţurilor interne, în condiţiile unei inflaţii externe relativ scăzute, înseamnă creşterea raportului de schimb la export, deci duce la devalorizarea leului.

Ceea ce caracterizează inflaţia prin costuri este aspectul cumulativ al efectelor, nu numai în interiorul unui circuit, dar şi prin acţiunea suprapusă a mai multor circuite: evoluţia globală a sistemului economic este influenţată de inflaţie şi condiţionează, la rândul său, evoluţia acesteia.

Măsurile de reformă cu impact direct asupra preţurilor - liberalizările succe-sive ale preţurilor, eliminarea subvenţiilor la consumator, introducerea TVA, anu-mite măsuri de politică monetară şi valutară - au declanşat un proces inflaţionist care nu a putut fi stopat nici până în prezent. Dacă la început, în 1990, inflaţia a apărut ca expresie a tensiunilor acumulate încă din perioada economiei de co-mandă, reacţia diferită a segmentelor economiei reale la impactul politicilor ma-croeconomice a condus la dezechilibre atât la nivel structural, cât şi financiar; agenţii economici au reacţionat prin acumularea arieratelor, formă ascunsă de creştere a masei monetare, care duce la accentuarea inflaţiei. În perioada 1990-1993, economia se comportă ca sub acţiunea unor şocuri repetate şi necorelate, care induc procese nestaţionare; economia este într-o perioadă de recesiune, de modificări structurale necontrolate, inflaţia atinge un nivel ridicat. Perioada 1994-1997 se caracterizează prin măsuri de stabilizare macroeconomică care duc la o creştere economică şi o relativă stabilizare a preţurilor; în perioada 1997-1998, necesitatea unor măsuri de corelare a preţurilor şi de ajustare a cursului de schimb produce o nouă creştere a inflaţiei şi induce fenomene de recesiune în economia reală; perioada 1999-2000 devine o perioadă de creştere economică incertă, cu o inflaţie destul de ridicată, însoţită de creşterea arieratelor şi de evoluţii structurale contradictorii ca urmare a unui proces de privatizare ezitant. Anul 2001 se anunţă ca un an economic greu, cu o inflaţie comparabilă cu cea a anului 2000, arierate în creştere; aceste fenomene au însă loc pe fondul unei creşteri economice certe de circa 4-4,5%, al creşterii investiţiilor către 18% din PIB, al menţinerii şomajului sub 10% şi al devalorizării cursului de schimb în limite rezonabile1 .

În paragrafele următoare vom face mai întâi o analiză a evoluţiei principalilor indicatori ai procesului inflaţionist, punând în evidenţă interacţiunea dintre două dintre cele mai puternice circuite inflaţioniste: circuitul inflaţionist al salariilor şi circuitul inflaţionist al cursului de schimb; concluziile analizei econometrice ne oferă prilejul de a face unele comentarii şi propuneri de politici economice în domeniul abordat.

1 Prognoza lunară a Institutului de Prognoză Economică, publicată pe site-ul INERNET SECU-

RITY, consultat de circa trei sute de bănci єi mari companii internaţionale, utilizează ma-cromodelul “Dobrescu” єi indică (în ultima versiune, elaborată în luna noiembrie єi actualizată cu datele lunare publicate inclusiv pentru luna august): o creєtere economică de peste 4,5%, un nivel al investiţiilor pвnă la sfвrєitul anului de peste 17%, un єomaj mediu anual sub 9,5%, un curs de schimb de circa 32.000 lei/$ єi o inflaţie (decembrie la decembrie) de circa 31%.


28

2.2. Evoluţia inflaţiei Inflaţia este un fenomen de creştere (auto)întreţinută a preţurilor, care antre-

nează întreaga economie: producţie, repartiţie, sistem monetar, schimburile cu ex-teriorul. Inflaţia acţionează inegal, cu întârzieri datorate efectelor de propagare şi mecanismelor de adaptare a producţiei (stocuri, capacităţi neutilizate care pot re-gla, în anumite condiţii, un “gap” inflaţionist), precum şi accelerări datorate feno-menelor de (auto)întreţinere a inflaţiei prin costuri. Inflaţia prin costuri (cost-push inflation) acţionează prin circuite inflaţioniste cu acţiune de accelerare sau de frânare în funcţie de condiţiile create prin politicile macroeconomice. Inflaţia prin cerere (demand-pull inflation) acţionează datorită presiunii excesului de cerere, a-tunci când cererea agregată depăşeşte output-ul total în jurul nivelului de ocupare deplină a forţei de muncă. În condiţii de politică monetară restrictivă, excesul cererii poate fi provocat de o politică bugetară cu un deficit bazat pe menţinerea sau creşterea cheltuielilor, ca şi de creşterea celorlalte forme de consum final. Finanţarea neinflaţionistă a deficitului bugetar, prin împrumuturi interne, este însoţită de o reducere corespunzătoare a consumului privat sau a investiţiilor.

Procesele de ajustare structurală a economiei impun profunde schimbări în realocările de resurse, ceea ce duce la schimbări esenţiale în preţurile relative ale bunurilor şi serviciilor, ca şi ale factorilor de producţie. În condiţiile în care fiecare etapă a reformei economice a fost reîncepută printr-o nouă liberalizare a preţurilor, inflaţia a devenit un aspect important al evoluţiei economice. Ea influenţează comportamentul agenţilor economici (menaje, firme, sistem bancar, sistem guvernamental), în două direcţii:

a) apariţia şi menţinerea unei instabilităţi comportamentale la nivel micro şi macroeconomic, mai accentuate în perioadele de liberalizare a preţurilor;

b) apariţia unei puternice expectaţii inflaţioniste, care determină agenţii economici să exercite o presiune considerabilă în direcţia sporirii veniturilor nominale proprii, ca modalitate de limitare a pierderilor induse de creşterea preţurilor. Creşterea veniturilor are un efect inflaţionist atât ca element de cost, cât şi prin creşterea cererii solvabile.

Principalul efect negativ al inflaţiei constă în distorsionarea comporta-mentelor economice:

• Preţurile nu mai constituie un semnal economic corect nici pentru agenţii economici, nici pentru populaţie, în luarea deciziilor cu caracter econo-mic. Mai mult, este afectată puterea de decizie a guvernului şi autorităţii bancare, incertitudinile privind evoluţia inflaţiei fiind induse de elemente de comportament greu previzibile. La nivel macroeconomic au fost luate decizii cu efecte contradictorii asupra evoluţiei economice, care au dus la apariţia unor disfuncţionalităţi, chiar dezechilibre în anumite domenii.

• Incertitudinile privind evoluţia inflaţionistă a preţurilor duc la diminuarea investiţiilor şi la deturnarea utilizării resurselor pentru profitul pe termen scurt. Evoluţia creditului neguvernamental indică preferinţa agenţilor economici pentru credite pe termen scurt, precum şi o puternică dependenţă a creditelor de evoluţia dobânzilor.


29

• Comportamentul de economisire al populaţiei este grav afectat atât de incertitudinile inflaţiei, cât şi de variaţiile mari ale venitului real. Apare o polarizare a avuţiei atât la agenţii economici, cât şi la populaţie.

Figura 2.1 Evoluţia indicelui preţurilor de consum

(CPI90 = indicele preţurilor de consum faţă de octombrie 1990; CCPI = indicele în lanţ al preţurilor de consum)

0

40000

80000

120000

160000

93 94 95 96 97 98 99 00 01

CPI90

1.0

1.1

1.2

1.3

1.4

93 94 95 96 97 98 99 00 01

CCPI Sursa: Buletin statistic lunar, 1990-2001, Comisia Naţională pentru Statistică.

Anul 1990 a fost un an în care s-au luat decizii cu caracter politic în economie, ceea ce, din punct de vedere economic, a avut rezultate contradictorii. La începutul anului 1990 s-au acordat, pe diferite căi, venituri mai mari pentru aproape toate categoriile sociale, ceea ce a dus la o creştere a cererii în condiţiile unei oferte interne scăzute. Salariul mediu nominal net pe economie a crescut de la 2.952 lei/lună în ianuarie 1990 la 3.292 lei/lună1 în octombrie 1990, când s-a trecut la prima etapă de liberalizare a preţurilor. Această situaţie a dus la apariţia unor fenomene ale inflaţiei prin cerere, mai ales pe piaţa liberă; în acea perioadă, restul preţurilor erau preţuri fixe, administrate, astfel încât şocul inflaţionist al acestei perioade va fi preluat o dată cu prima liberalizare a preţurilor, în noiembrie 1990. Există o creştere a preţurilor de producţie, de aproximativ 7% în primele zece luni ale anului 1990, mică faţă de creşterea de 126% din noiembrie 1990. Presiunea cererii, asociată cu o anumită tendinţă de liberalizare a comerţului exterior, a determinat o scădere a exporturilor şi o creştere a importurilor.

O dată cu prima liberalizare a preţurilor din noiembrie 1990, s-a declanşat în economia românească un proces de inflaţie a cărui evoluţie continuă. Deşi încă în primii ani a fost adoptată o abordare “graduală”, şi nu o “terapie de şoc”, economia românească nu a fost scutită de şocurile parţiale produse de diversele necorelări între etapele şi între elementele acestei strategii.

1 Cвєtigul salarial mediu net din luna octombrie 1990 a fost recalculat prin deducerea contribu-ţiei salariaţilor pentru pensia suplimentară, rezultвnd 3.292 lei/salariat, în acest mod fiind asi-gurată comparabilitatea cu anul 2001 (Sinteza principalilor indicatori economico-sociali, nr. 6/2001, Institutul Naţional de Statistică).


30

Politica de liberalizare a preţurilor, începută în octombrie 1990, a fost conti-nuată prin liberalizări etapizate ale preţurilor mai multor produse, menţinându-se altele sub regim de administrare, ceea ce a introdus discrepanţe între preţurile relative ale diferitelor produse şi le-a agravat pe cele existente între preţurile interne şi preţurile externe. Pe parcurs au intervenit fenomene de monopol mascat, ceea ce a determinat alte distorsiuni ale formării preţurilor. Reducerile subvenţiilor la consumator s-au derulat în două etape, în lunile mai şi septembrie 1992, dar efectul fiecăreia nu s-a ridicat, cifric, la un nivel foarte important. Introducerea TVA în 1993 a determinat o nouă creştere a inflaţiei. Anii 1994-1996 au marcat o perioadă de calmare a inflaţiei faţă de anii anteriori.

După şocul liberalizărilor de preţuri din primul trimestru al anului 1997, inflaţia a fost ţinută sub control până în ultimul trimestru, când economia a trebuit să suporte simultan indexările acordate în septembrie şi octombrie şi compensă-rile primite de cei disponibilizaţi în urma restructurărilor făcute (care au reprezen-tat aproape 2% din masa monetară totală).

Între măsurile de calmare a inflaţiei se înscriu cele de stopare a creşterii veniturilor populaţiei, în special cele salariale; măsurile luate de BNR cu scopul restricţionării creşterii masei monetare, în special a lichidităţilor din economie, întârzierea măsurilor de reducere a fiscalităţii agenţilor economici care, corelate cu alte măsuri care au dus la frânarea activităţii întreprinderilor mici şi mijlocii, au micşorat transferul în consum al unei părţi a profitului acestora. Acestea însă nu sunt decât măsuri conjuncturale, ale căror efecte pe termen lung pot fi contrare intenţiilor iniţiale. Indexările din al doilea semestru 1997 şi mai ales anunţarea lor anticipată, corelate cu acordările de compensaţii pentru disponibilizările din unele ramuri industriale (necondiţionate, din care o mare parte au intrat în consum), constituie un factor cu implicaţii inflaţioniste.

Anul 1998 a început cu o inflaţie ridicată, care - prin măsurile de politică mo-netară restrictivă - a fost calmată în cursul anului. În 1999, deşi s-a intenţionat sto-parea fenomenului inflaţionist sau cel puţin ameliorarea lui la nivelul de 25% anual, evoluţia reală a economiei a condus însă la un nivel de 45,8% faţă de anul precedent, situaţie care s-a perpetuat în anul 2000 (45,7% faţă de anul prece-dent).

În evoluţia pe componente a indicelui preţurilor de consum (care, pe total, a crescut de 1.561 de ori în august 2001 faţă de octombrie 1990), se constată că indicele preţurilor produselor alimentare a crescut ceva mai încet decât ceilalţi indici de preţuri (de 1.367 de ori în august 2001 faţă de octombrie 1990), având totuşi o influenţă negativă asupra ponderii cheltuielilor cu alimentaţia în totalul cheltuielilor, care şi aşa era cu mult peste nivelul din ţările dezvoltate. O creştere moderată a avut-o indicele preţurilor la mărfurile nealimentare (1.509 ori în august 2001 faţă de octombrie 1990). La servicii a avut loc creşterea cea mai mare de preţuri, şi anume de 2.509 ori în august 2001 faţă de octombrie 1990.

Indicii preţurilor de producţie în industrie prezintă, desigur, unele particula-rităţi interesante pe ramuri, dar pentru analiza evoluţiei fenomenului inflaţionist


31

vom face o scurtă analiză a indicelui total al preţurilor de producţie în industrie. Faţă de octombrie 1990, indicele preţurilor de producţie în industrie s-a situat în perioada analizată la un nivel mai ridicat decât indicele preţurilor de consum, ceea ce a atras, cu o anumită întârziere datorată efectelor de propagare în economie, creşteri ulterioare ale indicelui preţurilor de consum. Ultimele creşteri ale preţurilor de producţie sunt susceptibile să atragă o nouă accelerare a inflaţiei dacă nu se iau măsuri de prevenire în economia reală.

Puternicele variaţii ale preţurilor de producţie, reflectate în rata lunară a indicelui preţurilor de producţie în industrie, indică o anumită instabilitate economică a acestei ramuri.

Creşterea preţurilor la energie din aprilie 1994 a dus la o creştere imediată şi semnificativă a indicelui preţurilor de producţie; nu acelaşi lucru s-a întâmplat în 1997: alinierea - realizată în primele luni ale anului - a preţurilor produselor petroliere şi energiei electrice la piaţa mondială a dus la o creştere treptată în primul trimestru a preţurilor de producţie în ramurile prelucrătoare, în timp ce ramurile extractive au reacţionat abia în luna martie cu creşteri de preţuri. Acest fenomen s-ar putea explica prin aceea că întreaga creştere de preţuri la energie a fost preluată în lunile ianuarie şi februarie de sistemul de distribuţie a energiei, şi nu de ramurile productive, iar şocul creşterilor de preţuri din lunile martie, mai şi iunie din ramurile de producţie energetică a fost suportat de industria prelucrătoare şi preluat în continuare de preţurile de consum. În 1999 s-a petrecut acelaşi fenomen: creşterea preţurilor la energie din luna iunie 1999 s-a manifestat în industria prelucrătoare cu o întârziere de trei luni şi a fost preluat în inflaţie către sfârşitul anului. În 2001, creşterile de preţuri la energie se vor face lunar, în funcţie de cursul de schimb, ceea ce permite o redistribuire a creşterii totale în cursul anului, asigurând populaţiei posibilitatea de a suporta mai uşor creşterile de preţuri; există totuşi riscul ca o instabilitate majoră pe piaţa valutară să provoace fenomene perturbatorii pe piaţa internă, greu de stăpânit ulterior.

2.3. Evoluţia salariilor; politici salariale În decursul perioadei de tranziţie, politicile salariale au prezentat aspecte

conjuncturale; ele pot fi caracterizate ca politici laxe în perioadele preelectorale (1992, 1996, 2000) şi restrictive în restul timpului; toate au avut însă în comun indexarea salariilor sub indicele de inflaţie. În perioadele restrictive, politicilor salariale le-a lipsit o componentă de raţionalitate pe care o considerăm absolut necesară: indexările s-au făcut la intervale mari de timp, sub presiunea mişcărilor sindicale, în loc să fie gândite în funcţie de evoluţia preţurilor, având în vedere o anume evoluţie a salariului real. Anul 2001 pare să se înscrie într-un set de politici raţionale din acest punct de vedere: indexările au fost acordate periodic, ţinând seama de inflaţie, cu un procent care anticipează o rată a inflaţiei sub 30%.

Erodarea puterii de cumpărare a populaţiei datorată evoluţiei venitului real a avut două cauze: inflaţia şi politica sistematică de indexare a veniturilor sub nivelul creşterii preţurilor. Aceasta a dus la o scădere a cererii interne, dar şi la fenomene de substituţie în domeniul consumului, specifice ţărilor sărace:


32

creşterea ponderii cheltuielilor pentru consumul alimentar, scăderea consumului de proteină animală şi creşterea consumului de cereale etc. Un fenomen îngrijoră-tor este schimbarea comportamentului de economisire al populaţiei, determi-nată de evoluţia salariului real.

Faţă de octombrie 1990, creşterea salariului mediu nominal net pe econo-mie a rămas mult în urma creşterii preţurilor: în august 2001, câştigul salarial me-diu nominal net crescuse de circa 1.561 de ori, faţă de creşterea generală a preţu-rilor, care a fost de 952 de ori. Anul 1993, începutul anului 1994 şi prima jumătate a anului 1997 sunt perioadele care au marcat o puternică erodare a puterii de cumpărare a populaţiei prin creşterea mult mai rapidă a preţurilor de consum de-cât a venitului nominal. În 1998 a avut loc o ameliorare a procesului, în sensul că ritmul de scădere al salariului real s-a micşorat; în 1999, salariul real se menţine la un nivel scăzut din cauza inflaţiei ridicate, cu o tendinţă de scădere în primele luni ale anului. În 2000 şi 2001, cu excepţia variaţiilor normale din lunile decembrie ale fiecărui an, când se adaugă câştiguri salariale suplimentare (prime, al trei-sprezecelea salariu etc.), salariul nominal se menţine pe un trend relativ constant.

Figura 2.2

Evoluţia salariului mediu (NW = salariul mediu nominal net; NWR = salariul mediu real net)

0

000000

000000

000000

000000

93 94 95 96 97 98 99 00 01

NW

16

18

20

22

24

26

28

93 94 95 96 97 98 99 00 01

NWR Sursa: Buletin statistic lunar, 1991-2001, Comisia Naţională pentru Statistică.

Evoluţia salariului real indică o pronunţată neadecvare a politicii salariale la evoluţia preţurilor. Căderile şi salturile bruşte de la o lună la alta, ca şi tendinţa ge-nerală de scădere a venitului pe lungi perioade de timp pun în evidenţă faptul că modul de indexare a salariilor nu a fost corespunzător evoluţiei preţurilor din eco-nomia românească: de fiecare dată s-a aşteptat prea mult, timp în care preţurile au continuat să crească, ducând la scăderea salariului real, apoi s-a acordat o in-dexare, care, deşi nu a acoperit pierderile de venit din lunile anterioare, a avut în mod necesar un nivel ridicat, devenind o sursă de inflaţie. Din acest punct de ve-dere, sunt mult mai rezonabile politicile acelor ţări care procedează la indexarea


33

automată a salariilor de îndată ce inflaţia depăşeşte un anumit nivel. O simulare făcută pe modelul circuitelor inflaţioniste arată că o asemenea politică este mai puţin inflaţionistă decât cea de indexare în salturi, aplicată până acum la noi. Pro-blema reală este însă alta: în ce măsură economia poate susţine aceste şocuri?

În concluzie, există două elemente ce caracterizează evoluţia salariului real:

• oscilaţiile mari de la o perioadă la alta; • creşterile din perioadele preelectorale (1992, 1996, 2000).

Oscilaţiile mari de la o perioadă la alta au avut mai multe cauze:

• puseuri inflaţioniste (creşteri bruşte ale ratei inflaţiei, ca urmare a unor fenomene din economia reală - liberalizări de preţuri făcute "la comandă", de obicei însoţite de devalorizări ale leului; politici mo-netare inadecvate, mai ales în primii ani de tranziţie; creşteri bruşte ale preţului la energie) care au determinat căderi ale salariului real;

• indexări aplicate la intervale mari de timp, având valori mari pentru a "recupera" ceea ce se pierduse prin inflaţie în lunile anterioare, ceea ce a dus la o creştere a salariului real în luna respectivă, urmată apoi de o nouă scădere;

• variaţia anuală decembrie/ianuarie determinată de câştigurile cu caracter salarial specifice sfârşitului de an (prime, al treisprezecelea salariu etc.), care duc la o creştere a salariului în decembrie urmată de o scădere în ianuarie.

Perioadele preelectorale (1992, 1996, 2000) se caracterizează printr-un nivel ridicat şi relativ constant al salariului mediu real, ceea ce implică, de fapt, o preocupare a factorilor de decizie ca salariul real să nu sufere variaţii prea mari; este ceea ce ar trebui să fie permanenta caracteristică de raţio-nalitate a politicii salariale.

Evoluţia venitului total provenit din salarii şi de la buget Politicile salariale se adresează direct acelor categorii ale populaţiei care

sunt salariaţi (regii autonome, societăţi comerciale, instituţii bugetare, inclusiv cele din administraţia locală şi centrală, finanţe, bănci, asigurări). Ele sunt sau ar trebui să fie corelate cu politicile de protecţie socială finanţate de la buget, care se referă la categoriile defavorizate şi care includ asistenţa socială, alocaţii, pensii, ajutoare de şomaj etc. În acest context, am evaluat venitul total provenit din salarii şi de la buget.

Acest indicator a fost estimat astfel:

• venitul total provenit din salarii este calculat pe baza numărului total de salariaţi din economie şi a venitului salarial mediu nominal net; în anii pentru care aceste informaţii nu au fost complete, câştigul salarial a fost


34

estimat pe baza impozitului pe salarii şi a cotei medii de impozitare din anul respectiv;

• veniturile provenite de la buget cuprind: cheltuielile cu asistenţa socială, alocaţii, pensii, ajutoare şi indemnizaţii (inclusiv pensiile IOVR) plătite de la bugetul de stat; cheltuieli cu asistenţă socială, alocaţii, pensii, ajutoare şi indemnizaţii, plătite din bugetul asigurărilor sociale; ajutoare de şomaj şi alte ajutoare plătite din fondul de ajutor de şomaj.

Ideea este de a estima cât mai corect posibil gradul în care măsurile de pro-tecţie socială şi-au făcut efectul; la acestea, se vor adăuga sumele plătite drept compensaţii celor disponibilizaţi din industria minieră şi alte ramuri. În valoare totală de circa 1.000 mld. lei numai în 1997, aceste sume nu sunt deloc neglija-bile, ele reprezentând circa 2% din masa monetară M2 aflată în circulaţie în mo-mentul respectiv. Ulterior, politica de acordare a compensaţiilor a fost restricţio-nată, evitându-se situaţiile de acest gen.

Figura 2.3

Veniturile populaţiei provenite din salarii şi de la buget (VPOP = veniturile nominale; VPOPR = veniturile reale)

0

10000

20000

30000

40000

93 94 95 96 97 98 99 00 01

VPOP

0.10

0.12

0.14

0.16

0.18

0.20

0.22

0.24

93 94 95 96 97 98 99 00 01

VPOPR

Sursa: Calculat după date din Buletin statistic lunar, 1992-2000, Comisia Naţională pentru Statistică.

Venitul total provenit din salarii şi de la buget, în termeni nominali, are o evoluţie crescătoare, cu mici oscilaţii de la o lună la alta.

În ceea ce priveşte evoluţia în termeni reali (faţă de octombrie 1990), mini-mul a fost atins în 1994, maximul în 1996, iar în 1997 valoarea reală a venitului to-tal provenit din salarii şi de la buget, cu toate indexările acordate şi suplimentările la alocaţii (pentru copii) şi ajutoare sociale, a scăzut la nivelul mediu din 1994. Către sfârşitul anului are loc o creştere a acestui venit. În 1998 şi primele luni din 1999, se menţine acelaşi nivel scăzut. Se pot observa vârfurile atinse în perioa-dele preelectorale, 1992, 1996 şi 2000, cu unele oscilaţii care indică o necorelare a politicilor salariale cu cele bugetare. Începând din 1998, evoluţia veniturilor reale


35

provenite din salarii şi de la buget se înscrie pe un trend crescător; seria se încheie în decembrie 2000, când acordarea sporurilor salariale aferente lunii decembrie, corelată cu un nivel relativ scăzut al inflaţiei, a dus la creşterea în termeni reali a veniturilor provenite din salarii şi de la buget.

Compensările salariale şi inflaţia Acordarea compensărilor salariale în volum mare, pentru o întreagă masă

de salariaţi disponibilizaţi la un moment dat, fără a condiţiona în nici un fel utilizarea acestora, poate duce la o creştere a masei monetare, mai mult, a numerarului aflat în circulaţie, prin utilizarea banilor pentru consum în lunile următoare. În august 1997, când s-au făcut primele disponibilizări în industria minieră, s-a anunţat că volumul compensărilor acordate celor disponibilizaţi a atins circa 1.000 mld. lei, ceea ce în momentul respectiv reprezenta 2,05% din masa monetară M2 şi 13,8% din numerarul în afara sistemului bancar.

Concluzie: este necesară fundamentarea politicilor de indexare sala-rială pe trei principii:

1. indexarea salariilor trebuie să aibă în vedere o anumită evoluţie a salariului real, urmărind două obiective: • menţinerea acestuia la un anumit nivel, deci menţinerea unei

anumite puteri de cumpărare; • evitarea variaţiilor mari ale acestuia;

2. chiar dacă, pentru a calma inflaţia este necesar ca indexarea salarii-lor să fie făcută sub indicele de creştere a preţurilor de consum, este important ca indexarea să fie făcută cu o anumită regularitate; aceasta va permite evitarea salturilor pe care le face salariul nomi-nal, generatoare de inflaţie şi perturbatoare ale politicilor bugetare;

3. urmărirea unei coerenţe între politicile salariale, de protecţie socială, cele de preţuri şi politicile monetare (care pot duce la schimbarea raportului dintre componentele masei monetare).

Acordarea lunară a indexărilor salariale duce la un comportament de economisire echilibrat, în timp ce acordarea în salturi a indexărilor este un factor perturbator al comportamentului de economisire.

2.4. Evoluţia cursului de schimb; politici monetare şi valutare Deschiderea spre exterior a economiei a adus cursul de schimb al monedei

naţionale în centrul politicilor bancare, stabilitatea acesteia fiind considerată ca ancoră antiinflaţionistă. Deprecierea în termeni nominali a cursului de schimb are efecte inflaţioniste pe piaţa internă, dar ea nu poate fi evitată atât timp cât inflaţia este mare, întrucât atrage o scădere de competitivitate pe piaţa externă. În ceea ce priveşte comportamentul de economisire al populaţiei, în condiţii de inflaţie, cu dobânzi real negative şi depreciere continuă în termeni nominali a monedei naţionale, apare un proces de dolarizare a economiilor populaţiei.


36

Cursul de schimb a urmat o evoluţie care indică, aparent, o depreciere continuă a acestuia, cu o tendinţă de moderare a creşterii începând din al doilea trimestru al anului 1994 şi care a durat, cu excepţia sfârşitului anului 1995, până la sfârşitul lui 1996. În 1997, după ce în primul trimestru a avut loc o devalorizare a monedei naţionale care a dus aproape la dublarea cursului de schimb faţă de decembrie 1996, în al doilea trimestru evoluţia acestuia a avut chiar momente de revalorizare: în perioada aprilie-iunie cursul de schimb a fost mai mic decât în martie 1997. Devalorizarea cursului de schimb, continuată în anii următori, poate fi mai corect estimată, după părerea noastră, dacă se analizează un echivalent în termeni reali pentru piaţa internă a cursului de schimb.

Figura 2.4

Evoluţia cursului de schimb (ERA = cursul mediu de schimb; ERAR = echivalentul în termeni

reali al cursului de schimb)

0

5000

10000

15000

20000

25000

30000

35000

93 94 95 96 97 98 99 00 01

ERA

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

93 94 95 96 97 98 99 00 01

ERAR

Sursa: Buletinul lunar al BNR, 1991-2001, şi calcule proprii.

Raportând cursul de schimb la inflaţia internă măsurată prin indicele cu bază fixă al preţurilor de consum (octombrie 1990, în cazul nostru), se obţine o evaluare în termeni reali interni a cursului de schimb, chiar dacă nu se ia în considerare evoluţia inflaţiei externe. Evoluţia acestei “rate reale de schimb” indică o puternică devalorizare în termeni reali a monedei naţionale în perioada 1991-1992 şi o reevaluare semnificativă a acesteia în cursul perioadei 1994-1995 şi începutul lui 1996. În 1997, în termeni reali faţă de inflaţia internă, în afară de luna februarie când a suferit o puternică devalorizare, moneda naţională a cunoscut o perioadă de întărire, care a continuat şi în 1998. La începutul anului 1999 apare o nouă perioadă de apreciere a cursului de schimb. Este remarcabilă relativa stabilitate a cursului de schimb exprimat în termeni reali din 2000 şi 2001, care exprimă o politică valutară echilibrată.

În ceea ce priveşte politica valutară, a existat tendinţa permanentă a autorităţii de intervenţie pentru a evita deprecierea continuă a leului, deşi aceasta reflecta, ca şi inflaţia, starea de fapt a economiei. Forţarea cursului valutar în


37

sensul supraaprecierii lui în termeni reali a introdus multiple distorsiuni în evoluţia comerţului exterior şi pe piaţa internă şi a diminuat valoarea de ancoră inflaţionistă a acestuia. Au existat câteva momente importante care au influenţat semnificativ evoluţia cursului de schimb:

• în ianuarie 1990, cursul de schimb a fost supraevaluat, ceea ce a dus la prăbuşirea exporturilor şi erodarea rezervei valutare;

• în februarie 1991 a fost creată piaţa interbancară de schimb valutar, urmată, în august, de intrarea în funcţiune a birourilor de schimb valutar. În această perioadă au fost unificate cele două cursuri de schimb: cel oficial şi cel interbancar;

• în noiembrie 1991, BNR îşi redefineşte politica monetară şi trece la implementarea mecanismului interbancar; o primă etapă a constituit-o crearea unui mecanism de refinanţare, bazat pe rata dobânzii, a cărui eficacitate va fi verificată prin măsurile de politică monetară care au fost luate în perioadele 1993-1994 şi 1997;

• în mai 1992 a fost introdus un nou regim valutar, autorizând agenţii econo-mici să-şi păstreze în cont resursele valutare; în acelaşi timp, BNR a optat pentru o depreciere controlată a monedei naţionale, regim menţinut şi în 1993. Chiar dacă acest mecanism era corect, el a fost împiedicat să funcţioneze de intervenţia autorităţii îndreptată spre încetinirea deprecierii;

• în aprilie 1994 se trece la stabilirea cursului de schimb prin licitaţie interbancară, cu scopul restabilirii echilibrului cerere-ofertă; în august se constituie piaţa valutară interbancară al cărei mecanism stabileşte cursul valutar prin relaţia cerere/ofertă; intervenţiile BNR se fac prin vânzare şi cumpărare de valută;

• începând cu 1994, politica valutară s-a axat pe principiul că stabilirea cursului valutar se va realiza în condiţiile redresării economiei, şi nu prin măsuri administrative. Credibilitatea acestui tip de politică este foarte im-portantă pentru evoluţia economiei, întrucât ea condiţionează încrederea agenţilor economici în utilizarea neîngrădită a mecanismelor de piaţă pentru restabilirea echilibrelor fundamentale ale economiei şi nereve-nirea la măsurile de tip administrativ;

• totuşi, la începutul anului 1997, o dată cu liberalizarea preţurilor, s-a tre-cut la liberalizarea cursului de schimb al cărei efect a fost, practic, dubla-rea cursului de schimb în decurs de trei luni, ceea ce indică o suprave-ghere strânsă a acestuia în perioada anterioară;

• 1998 şi 1999 au fost ani dificili pentru banca centrală, care şi-a utilizat rezerva valutară pentru a stopa devalorizarea leului;

• în 2000 şi 2001, devalorizarea leului continuă, dar într-un ritm apropiat de cel al inflaţiei, ceea ce face ca rata reală de schimb să păstreze un nivel relativ constant.


38

Încă de la început, obiectivul fundamental al politicii monetare a BNR a fost dimensionarea raţională a masei monetare, pornind de la ideea că procesul in-flaţionist este alimentat de oferta de bani neacoperită de resurse materiale. Dar măsurile de politică monetară, oricât de bine fundamentate, nu pot susţine un proces neinflaţionist dacă economia reală nu reacţionează la celelalte pârghii economice: rata dobânzii, cursul de schimb. Arieratele întreprinderilor au jucat rol de credit fără dobândă în plata consumului ineficient de resurse, acţionând ca o monedă scăpată complet de sub controlul autorităţii bancare. Pro-cesul a fost favorizat de poziţia de monopol a multor agenţi economici şi de rigidi-tatea structurală a acestora. Caracterul neomogen al liberalizării preţurilor, diferite sectoare aflându-se în stadii diferite de liberalizare, a condus la reacţii diferite faţă de politica dobânzilor şi a cursului de schimb. Pentru a juca un rol real în alocarea resurselor, ratele dobânzii trebuie să fie real-pozitive; în cazul ratelor dobânzilor real-negative apar fenomene de subvenţionare mascată a creditorilor. Adaptarea nivelului dobânzii la evoluţia procesului inflaţionist a fost un proces de durată, în cursul căruia au profitat de credite practic subvenţionate acele ramuri care func-ţionau ineficient, majorând efectul dezechilibrelor şi disfuncţionalităţilor la nivel macroeconomic. Accelerarea procesului inflaţionist a determinat BNR să adopte încă din 1993 o politică monetară restrictivă, caracterizată prin: măsuri de eli-minare a excesului de lichiditate; neacordarea unor noi credite preferenţiale şi în-chiderea la scadenţă a celor existente; menţinerea sub control a masei monetare prin limitarea lichidităţii în sistemul bancar; încercarea de a atinge dobânzi real pozitive în sistemul bancar; creşterea costului refinanţării de la BNR. Toate aceste măsuri au vizat un control monetar indirect, prin instrumente specifice economiei de piaţă. Totuşi BNR a avertizat că politica monetară singură nu poate susţine echilibrul şi stabilizarea macroeconomică.

Iniţial, politica monetară a fost orientată către stoparea inflaţiei, folosind ca ancoră inflaţionistă cursul de schimb. În ultimii ani, strategia BNR a fost de utiliza-re a politicii monetare ca ancoră antiinflaţionistă, prin posibilitatea de control asu-pra bazei monetare şi corelaţia strânsă dintre variabilele monetare şi inflaţie. Opţi-unea de utilizare a bazei monetare ca ancoră inflaţionistă, şi nu a cursului de schimb, a fost determinată de volumul insuficient al resurselor valutare şi de con-strângeri externe; nici utilizarea dobânzilor nu a reprezentat o opţiune, din cauza necorelării dintre dobânzi şi inflaţie şi a lipsei unor instrumente eficiente de influenţare a dobânzilor pe piaţa monetară, care este puternic influenţată de anticipaţiile operatorilor de piaţă.

2.5. Un model econometric Cele două circuite inflaţioniste (al salariilor şi al cursului de schimb) pe

care ne-am propus să le analizăm sunt caracterizate de serii de date nestaţionare, cointegrate. Abordările din domeniul modelării bazate pe teoria cointegrării (Granger - 1986, Engle-Granger - 1987, Johansen - 1988, Phillips-Perron - 1988, Johansen şi Jeselius - 1990, Dickey-Fuller - 1981) permit depăşirea problemelor de modelare legate de natura nestaţionară a seriilor temporale utilizate. Aplicarea tehnicii cointegrării a permis deducerea relaţiei de echilibru pe termen lung, pre-


39

cum şi investigarea dinamicii pe termen scurt şi prognoza evoluţiilor inflaţioniste în limitele modelului construit.

În elaborarea modelului s-a pornit de la opinia lui Granger (1983), potrivit căreia conceptul de echilibru pe termen lung, aflat la baza elaborării şi aplicării politicilor economice, este echivalentul statistic al fenomenului de cointegrare. Dacă se respectă condiţia de cointegrare şi dacă anumite şocuri determină abaterea variabilelor de la echilibrul pe termen lung, atunci există un proces bine definit de ajustare dinamică pe termen scurt, denumit mecanism de corecţie a erorilor (error-correction mechanism), care readuce sistemul la echilibrul pe termen lung. În acest fel, cointegrarea şi modelarea cu ajutorul mecanismului de corecţie a erorilor constituie o soluţie de abordare a circuitelor inflaţioniste.

Teste statistice Modelul construit este un model simplu, care cuprinde doar seriile de date

implicate în funcţionarea directă a celor două circuite inflaţioniste: indicele preţurilor de consum faţă de 1990, salariul mediu nominal net şi cursul de schimb (nominal). Aşa cum am menţionat, sunt serii de date nestaţionare (având însă seriile diferenţelor de ordinul I staţionare), cointegrate, având o singură ecuaţie de cointegrare (v. anexa 2.1 care prezintă testele statistice). Analiza staţionarităţii seriilor care s-a făcut prin aplicarea testului Augmented Dickey-Fuller arată că seriile sunt integrabile de ordinul 1, astfel că ipoteza nulă a rădăcinii unitare nu a putut fi respinsă în nici una din situaţiile testate (cu sau fără constantă, cu sau fără trend, pentru un număr de 1-4 lag-uri); seriile diferenţelor de ordinul I sunt staţionare (integrabile de ordinul zero).

Posibilitatea cointegrării seriilor a fost analizată folosind procedura lui Johansen pentru a identifica relaţiile de echilibru pe termen lung (v. anexa 2.1). Seriile temporale care apar în ecuaţia de mai sus sunt integrabile de ordinul 1 (adică nestaţionare, dar având seriile diferenţelor de ordinul 1 staţionare); între aceste variabile există o relaţie stabilă pe termen lung numai dacă se poate construi o combinaţie liniară de aceste variabile care să fie staţionară; procedura Johansen permite determinarea numărului de astfel de combinaţii liniare (rangul de cointegrare) şi construirea lor ca ecuaţii de cointegrare. În cazul analizat, procedura semnalează existenţa unei singure ecuaţii de cointegrare.

Am început investigaţia cu ajutorul unui VAR nerestricţionat (UVAR), utilizând variabile logaritmate:

• inflaţia exprimată prin indicele preţurilor de consum faţă de octombrie 1990;

• venitul exprimat prin salariul mediu nominal net;

• cursul de schimb leu/dolar.

Variabilele exogene care condiţionează sistemul sunt variabile dummy şi au fost alese în funcţie de momentele de liberalizare a preţurilor care au determinat rupturi în evoluţia inflaţiei şi a cursului de schimb: un dummy sezonal pentru


40

decembrie, legat de sporurile cu caracter salarial acordate cu prilejul sărbătorilor; mai 1993, februarie şi martie 1997 ca etape de liberalizare a preţurilor; decembrie 1996 - unificarea cursului de schimb.

Lungimea distribuţiei lag-urilor a fost determinată pe baza criteriului Akaike (AIC), alegând specificaţia cu cea mai mică valoare AIC; s-a ţinut seama şi de schimbarea semnului coeficienţilor cu semnificaţie economică; UVAR cu patru lag-uri s-a dovedit suficient (v. anexa).

Comportamentul variabilelor la şocuri Cum tehnicile VAR presupun staţionaritatea variabilelor, am aplicat VAR ne-

restricţionat (UVAR) la seriile de date logaritmate (care sunt staţionare) şi am eva-luat comportamentul variabilelor la un şoc al rezidualelor egal cu o deviaţie stan-dard.

Pentru a pune în evidenţă comportamentul pe termen lung al variabilelor la un şoc am prelungit perioada de evoluţie la 36 de luni; rezultatele sunt semnifica-tive şi sugerează următoarele:

• inflaţia exprimată prin indicii preţurilor de consum cu bază fixă reacţio-nează puternic la şocurile cursului de schimb: şocul se resimte printr-o variaţie bruscă a inflaţiei, care atinge maximul în următoarele şase luni şi se amortizează în următoarele 12-15 luni; evoluţiile ulterioare duc la o scădere treptată a acestui şoc (bineînţeles, în lipsa altor şocuri); în ceea ce priveşte răspunsul la un şoc de o deviaţie standard a rezidualelor vari-abilei care exprimă salariul mediu nominal net, nivelul maxim al şocului este atins după 9-10 luni, urmând o perioadă de amortizare treptată a acestuia;

Figura 2.5

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0.025

0.030

5 10 15 20 25 30 35

LERA LNW

Response of LCPI90 to One S.D. Innovations

• răspunsul salariului mediu nominal net la un şoc în creşterea preţurilor este o creştere bruscă în primele 6-7 luni după producerea şocului,


41

urmată de o amortizare lentă a acestuia în lunile următoare; răspunsul la un şoc în evoluţia cursului de schimb este mai slab, atinge maximul după o perioadă mai scurtă, de 5-6 luni, şi se amortizează mult mai rapid;

Figura 2.6

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LERA

Response of LNW to One S.D. Innovations

• răspunsul cursului de schimb la un şoc de o deviaţie standard a

rezidualelor variabilei care exprimă inflaţia este o creştere rapidă în primele 2-3 luni, urmată de o scădere în următoarele 12-15 luni, după care efectul şocului se pierde; un şoc de o deviaţie standard a rezidualelor variabilei care exprimă salariul mediu nominal net atinge maximul după 10-11 luni, urmat de o scădere lentă în următoarele luni.

Figura 2.7

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LNW

Response of LERA to One S.D. Innovations


42

Vector error corection (VEC) Deoarece variabilele incluse în VAR-uri sunt integrabile de ordinul 1,

conform teoriei, poate exista o combinaţie liniară a lor care să fie staţionară, iar respectiva combinaţie liniară, denumită ecuaţie de cointegrare, poate fi interpretată ca relaţie de echilibru pe termen lung între variabile. Prin utilizarea unui vector de corecţie a erorilor (VEC - ce este un VAR restricţionat care are restricţii de cointegrare), comportamentul pe termen lung al variabilelor endogene a fost astfel adaptat încât să conveargă la relaţia de cointegrare, respectând dinamica pe termen scurt. Termenul de cointegrare este cunoscut ca termen de corecţie a erorilor, deoarece deviaţia de la echilibrul pe termen lung este corectată gradual prin ajustări pe termen scurt.

Ca şi în cazul anterior (VAR nerestricţionat), variabilele exogene care con-diţionează sistemul sunt variabile dummy şi au fost alese în funcţie de momentele de liberalizare a preţurilor care au determinat rupturi în evoluţia inflaţiei şi a cursu-lui de schimb: un dummy sezonal pentru decembrie, legat de sporurile cu caracter salarial acordate cu prilejul sărbătorilor; mai 1993, februarie şi martie 1997 ca etape de liberalizare a preţurilor; decembrie 1996 - unificarea cursului de schimb. Lungimea distribuţiei lag-urilor a fost determinată pe baza criteriului Akaike (AIC), alegând specificaţia cu cea mai mică valoare AIC; s-a ţinut seama şi de schimbarea semnului coeficienţilor cu semnificaţie economică.

Cele două VEC-uri au rolul de a asigura revenirea la poziţia de echilibru a comportamentului variabilelor endogene.

Un model de acest tip este utilizabil pentru simulări de: politici valutare, politici monetare şi politici salariale.

Ipoteze de lucru Construit pentru a simula posibilele evoluţii lunare ale inflaţiei, cursului de

schimb şi politicilor salariale, modelul înglobează elementele de politică economică ale programului guvernamental, şi anume:

− continuarea reformei şi crearea premiselor pentru accesul pe piaţa unică, prioritare fiind: reducerea inflaţiei la un nivel de circa 27 la sută decembrie la decembrie, stoparea declinului economic şi relansarea economiei într-un ritm mediu anual de 4-5 la sută;

− acordarea unor facilităţi fiscale pentru stimularea investiţiilor şi a exporturilor;

− continuarea regimului de flotare liberă controlată a cursului de schimb, pe fondul recentului acord stand-by cu FMI, estimându-se o uşoară apreciere în termeni reali a monedei naţionale;

− promovarea unei politici restrictive a veniturilor prin menţinerea corelaţiei dintre creşterea veniturilor nominale şi productivitatea muncii, în special prin monitorizarea celor din sfera sectorului de stat (a utilităţilor publice şi


43

a societăţilor cu mari pierderi); promovarea unei politici de indexare periodică corelată cu inflaţia.

Modelul se bazează pe ipoteza că politica monetară, axată pe reduce-rea semnificativă a inflaţiei şi creşterea rezervelor internaţionale, va conti-nua să rămână prudentă.

Rezultate Rezultatele modelului au fost comparate cu cele reale din primele trei luni

ale semestrului II al acestui an şi cu nivelurile obţinute prin alte modele pentru ultimele luni ale anului, pentru a testa viabilitatea lor. Datele cumulate conduc la rezultate mult mai apropiate de cele reale, dat fiind modul de estompare a şocurilor pe parcursul lunilor, aşa cum a relevat analiza impulsurilor. Insistăm asupra caracterului restrâns al modelului, care include numai variabilele celor două circuite inflaţioniste: circuitul inflaţionist al salariilor şi circuitul inflaţionist al cursului de schimb. Nu este un model al economiei naţionale decât în măsura în care aceste variabile exprimă sintetic reacţia sectorului real la măsurile de politică economică.

Rezultatele sunt prezentate în tabelul următor, unde:

CCPIF = prognoza modelului pentru indicele în lanţ al preţurilor de consum;

CPI90F = prognoza modelului pentru indicele preţului de consum cu baza fixă octombrie 1990;

ERAF = prognoza modelului pentru evoluţia cursului de schimb;

IERAF = prognoza modelului pentru indicele cursului de schimb;

NWF = prognoza modelului pentru evoluţia salariului mediu nominal net;

INWF = prognoza modelului pentru indicele salariului mediu nominal net.

După estimările acestui model, cursul de schimb în decembrie ar putea ajunge la peste 33 mii lei/$; inflaţia decembrie la decembrie pentru 2001 ar putea fi de circa 30%, iar salariul nominal, cu toate sporurile salariale aferente lunii decembrie (care se ridică la circa 12%), ar putea ajunge la 3,9 mil. lei/lună.

obs CCPIF CPI90F ERAF IERAF NWF INWF

2001:08 1,020290 155747,4 29867,67 1,017142 3224728 1,032481

2001:09 1,017685 158501,7 30483,41 1,020616 3248872 1,007487

2001:10 1,025945 162614,2 31311,19 1,027155 3342138 1,028707

2001:11 1,030476 167570,0 32325,14 1,032383 3487528 1,043502

2001:12 1,019361 170814,3 33186,64 1,026651 3908924 1,120829


44

Bibliografie

Albu, L. (1998): Tranziţia economiei sau economia tranziţiei?, Ed. Expert, Bucureşti.

Albu, L.; Dăianu, D. (1996): Strain and the inflation-unemployment relationship: A conceptual and empirical investigation, Research Memorandum, ACE Project, University of Leicester, CEES.

Charemza, W.; Deadman, D. (1992): New Directions in Econometric Practice, General to Specific Modelling Cointegration and Vector Auto-regression, University of Leicester, Edward Elgar, England.

Ciupagea, C. (1994): “An elasticity approach to the analysis of Romanian foreign trade policy during the years of transition”, Economics of Planning, 27, 227-250, Kluwer Academic Publishers, printed in Netherlands.

Cuthbertson, K.; Hall, S.; Taylor, M. (1992): Applied Econometric Techniques, Harvester Wheatsheaf, Exeter, UK.

Dobrescu, E. (1994): “Money velocity in a transition economy: The case of Romania”, Romanian Economic Review, Tome 38, No. 2.

Dobrescu, E. (1997a): “Macromodels of the Romanian transition economy”, Journal of Economic Literature, Volume 35, No. 2, June.

Ehrenberg, R.; Smith, R. (1988): Teories and public policy, Appendix 15 A: “The relationship between the unemployment and Labor Market Flow”.

Engle, R.F.; Granger, C.W.J. (1987): “Co-integration and error correction: Representation, estimation and testing”, Econometrica, 55.

Friedman, M. (1975): “Unemployment versus inflation?”, IEA, Lecture No. 2 Occasional Paper, 44, London.

Frish, H. (1997): Teorii ale inflaţiei, Ed. Sedona, Timişoara.

Granger, C.W.J. (1983): “Cointegrated Variables and Error Correction Models”, University of California, Working Paper, No. 83-13, Department of Economics, San Diego.

Jacobson, T.; Vredin, A.; Warne, A. (1993): “Are Real Wages and Unemployment related?”, Seminar Paper, No. 558, Institute for International Economic Studies, Stockholm.

Layard, R.; Nickell, S.; Jackman, R. (1993): The Unemployment Crisis, Oxford University Press.

Lord, M.J. (1994): Romanian macromodel for flexible exchange rate system, USAID, Developement Alternatives.


45

Marczewski, J. (1977): “Inflation et chômage en France”, Economica, 1977.

Rădulescu, E. (1999): Inflaţia, marea provocare, Ed. Enciclopedică, Bucureşti.

Scutaru, C. (1994): Inflation-salaires-chômage, Revue Roumaine des Sciences Economiques, tome 40, 2, p. 145-156, Bucarest.

Scutaru, C. (1997a): “Un modčle agrégé pour le processus inflationniste”, Observer, No. 4, Centre d’Information et Documentation Economique, Bucarest.


46

Anexa 2.1

MODELUL

ASSIGN @ALL F

D(LCPI90) = 0.0003774991282*( LCPI90(-1) + 2.891641213*LERA(-1) - 3.884324806*LNW(-1) + 16.21290002 ) + 0.1027867684*D(LCPI90(-1)) + 0.2112989784*D(LCPI90(-2)) - 0.001651015854*D(LCPI90(-3)) - 0.105064328*D(LCPI90(-4)) + 0.2870186623*D(LERA(-1)) + 0.04540597459*D(LERA(-2)) - 0.05921168958*D(LERA(-3)) - 0.04699667641*D(LERA(-4)) + 0.05577273384*D(LNW(-1)) + 0.0562866984*D(LNW(-2)) + 0.1068490233*D(LNW(-3)) + 0.1008578861*D(LNW(-4)) + 0.008112611877 + 0.03953891841*D0297 + 0.1016118632*D0397 + 0.2299733446*D0593 - 0.01154721815*D12 + 0.07010766687*D1296

D(LERA) = - 0.02611354601*( LCPI90(-1) + 2.891641213*LERA(-1) - 3.884324806*LNW(-1) + 16.21290002 ) + 0.1270084462*D(LCPI90(-1)) + 0.222951186*D(LCPI90(-2)) - 0.01895874664*D(LCPI90(-3)) - 0.00531915042*D(LCPI90(-4)) + 0.6819200533*D(LERA(-1)) - 0.1719275131*D(LERA(-2)) + 0.09488067904*D(LERA(-3)) - 0.1026903508*D(LERA(-4)) + 0.0123198579*D(LNW(-1)) - 0.02414374975*D(LNW(-2)) + 0.08958703739*D(LNW(-3)) + 0.02124230857*D(LNW(-4)) + 0.0008540008205 + 0.1240473902*D0297 - 0.1620925005*D0397 + 0.04101619303*D0593 - 0.008631149764*D12 + 0.02364979621*D1296

D(LNW) = 0.06801494372*( LCPI90(-1) + 2.891641213*LERA(-1) - 3.884324806*LNW(-1) + 16.21290002 ) + 0.4451422873*D(LCPI90(-1)) + 0.3806086772*D(LCPI90(-2)) + 0.1384455177*D(LCPI90(-3)) - 0.382170549*D(LCPI90(-4)) + 0.1063041912*D(LERA(-1)) - 0.2078591017*D(LERA(-2)) - 0.186086085*D(LERA(-3)) - 0.2352078076*D(LERA(-4)) - 0.2401475852*D(LNW(-1)) - 0.2975215963*D(LNW(-2)) - 0.06324348649*D(LNW(-3)) + 0.190674371*D(LNW(-4)) + 0.05070856653 - 0.04042409611*D0297 - 0.08185214373*D0397 + 0.2760302448*D0593 + 0.08539879442*D12 + 0.03599824694*D1296

cpi90=exp(lcpi90) nw=exp(lnw) era=exp(lera) ccpi=cpi90/cpi90(-1) inw=nw/nw(-1) iera=era/era(-1)


47

REZULTATE

obs CCPIF CPI90F ERAF IERAF NWF INWF 2001:08 1.020290 155747.4 29867.67 1.017142 3224728. 1.032481 2001:09 1.017685 158501.7 30483.41 1.020616 3248872. 1.007487 2001:10 1.025945 162614.2 31311.19 1.027155 3342138. 1.028707 2001:11 1.030476 167570.0 32325.14 1.032383 3487528. 1.043502 2001:12 1.019361 170814.3 33186.64 1.026651 3908924. 1.120829

TESTE STATISTICE

Date: 11/02/01 Time: 11:23 Sample: 1992:12 2001:12 Included observations: 100

Test assumption: Linear deterministic

trend în the data

Series: LCPI90 LERA LNW Lags interval: 1 to 4

Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized Eigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s) 0.257667 41.40709 29.68 35.65 None ** 0.070248 11.61129 15.41 20.04 At most 1 0.042353 4.327583 3.76 6.65 At most 2 *

*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance

level

L.R. test indicates 1 cointegrating

equation(s) at 5% significance level

Unnormalized Cointegrating Coefficients:

LCPI90 LERA LNW -0.080070 -0.924259 1.010470 1.587731 -0.672696 -0.957126 -0.458415 0.816345 -0.224428

Normalized

Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)

LCPI90 LERA LNW C 1.000000 11.54320 -12.61990 57.07552

(42.3073) (42.4050)

Log likelihood 570.9216


48

Normalized Cointegrating Coefficients: 2 Cointegrating Equation(s)

LCPI90 LERA LNW C 1.000000 0.000000 -1.028287 3.398606

(0.02893) 0.000000 1.000000 -1.004194 4.650090

(0.02209)

Log likelihood 574.5635

ADF Test Statistic -6.487962 1% Critical Value* -4.0494

5% Critical Value -3.4535 10% Critical Value -3.1521

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CPI90,2) Method: Least Squares Date: 11/02/01 Time: 11:52 Sample(adjusted): 1993:02 2001:08 Included observations: 103 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(CPI90(-1)) -0.591149 0.091115 -6.487962 0.0000

C -237.7947 186.4869 -1.275128 0.2052 @TREND(1992:12) 21.47021 4.429411 4.847193 0.0000

R-squared 0.296301 Mean dependent var 31.65243 Adjusted R-squared 0.282227 S.D. dependent var 1069.087 S.E. of regression 905.7464 Akaike info criterion 16.48409 Sum squared resid 82037661 Schwarz criterion 16.56083 Log likelihood -845.9306 F-statistic 21.05314 Durbin-Watson stat 2.032605 Prob(F-statistic) 0.000000




Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ERA,2) Method: Least Squares Date: 11/02/01 Time: 11:44 Sample(adjusted): 1993:06 2001:08 Included observations: 99 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(ERA(-1)) -0.254636 0.092967 -2.738982 0.0074

D(ERA(-1),2) 0.097538 0.115201 0.846683 0.3993 D(ERA(-2),2) -0.262032 0.113789 -2.302781 0.0235 D(ERA(-3),2) 0.045644 0.104378 0.437294 0.6629 D(ERA(-4),2) -0.102584 0.103223 -0.993815 0.3229

C 79.21096 36.67338 2.159903 0.0334


49

R-squared 0.220350 Mean dependent var 4.312929 Adjusted R-squared 0.178433 S.D. dependent var 281.8450 S.E. of regression 255.4652 Akaike info criterion 13.98274 Sum squared resid 6069411. Schwarz criterion 14.14002 Log likelihood -686.1457 F-statistic 5.256845 Durbin-Watson stat 2.008573 Prob(F-statistic) 0.000269




Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NW,2) Method: Least Squares Date: 11/02/01 Time: 11:46 Sample(adjusted): 1993:02 2001:08 Included observations: 103 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(NW(-1)) -1.116957 0.098760 -11.30976 0.0000

C 33678.84 8874.652 3.794948 0.0003 R-squared 0.558780 Mean dependent var 162.9126 Adjusted R-squared 0.554411 S.D. dependent var 127183.4 S.E. of regression 84898.01 Akaike info criterion 25.55552 Sum squared resid 7.28E+11 Schwarz criterion 25.60668 Log likelihood -1314.109 F-statistic 127.9107 Durbin-Watson stat 2.093187 Prob(F-statistic) 0.000000

VAR pentru cele trei variabile: Date: 10/31/01 Time: 12:10 Sample(adjusted): 1993:02 2001:06 Included observations: 101 after adjusting endpoints Standard errors & t-statistics în parentheses

LCPI90 LERA LNW LCPI90(-1) 1.205202 0.172529 0.307838

(0.06637) (0.11629) (0.16945) (18.1595) (1.48363) (1.81668)

LCPI90(-2) -0.232198 -0.191201 -0.149242 (0.06368) (0.11157) (0.16258) (-3.64656) (-1.71370) (-0.91797)

LERA(-1) 0.331169 1.493256 0.120612 (0.06810) (0.11932) (0.17386) (4.86324) (12.5150) (0.69371)

LERA(-2) -0.315412 -0.570100 -0.044175 (0.07008) (0.12280) (0.17894) (-4.50043) (-4.64244) (-0.24687)


50

LNW(-1) 0.028605 0.057842 0.659082 (0.03391) (0.05942) (0.08658) (0.84358) (0.97351) (7.61260)

LNW(-2) -0.019913 0.029771 0.098409 (0.03339) (0.05850) (0.08524) (-0.59647) (0.50892) (1.15450)

C 0.041505 -0.294969 0.958564 (0.08380) (0.14683) (0.21395) (0.49531) (-2.00897) (4.48034)

D0297 0.033083 0.143152 0.050586 (0.02719) (0.04764) (0.06942) (1.21679) (3.00490) (0.72871)

D0397 0.098511 -0.147987 0.011882 (0.02861) (0.05012) (0.07304) (3.44376) (-2.95249) (0.16268)

D0593 0.203675 -0.001679 0.185875 (0.02223) (0.03895) (0.05676) (9.16141) (-0.04309) (3.27459)

D12 -0.007740 -0.006731 0.099802 (0.00834) (0.01462) (0.02130) (-0.92769) (-0.46042) (4.68480)

D1296 0.054318 0.012653 0.026453 (0.02301) (0.04031) (0.05874) (2.36100) (0.31389) (0.45034)

R-squared 0.999752 0.999088 0.998342 Adj. R-squared 0.999721 0.998975 0.998137 Sum sq. resids 0.039025 0.119815 0.254403 S.E. equation 0.020940 0.036691 0.053465 F-statistic 32580.15 8862.141 4870.429 Log likelihood 253.5497 196.9022 158.8770 Akaike AIC -4.783162 -3.661429 -2.908455 Schwarz SC -4.472454 -3.350722 -2.597747 Mean dependent 10.09170 8.532130 13.11633 S.D. dependent 1.253735 1.146103 1.238530 Determinant Residual Covariance 9.60E-10 Log Likelihood 618.6655 Akaike Information Criteria -11.53793 Schwarz Criteria -10.60581


51

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0.025

0.030

5 10 15 20 25 30 35

LERA LNW


-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LERA


0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LNW



52

VEC pentru lcpi90, lera, lnw Date: 11/02/01 Time: 12:06 Sample(adjusted): 1993:05 2001:08 Included observations: 100 after adjusting endpoints Standard errors & t-statistics în parentheses

Cointegrating Eq: CointEq1 LCPI90(-1) 1.000000

LERA(-1) 2.625607

(2.74954) (0.95493)

LNW(-1) -3.631213 (2.70947) (-1.34019)

C 15.16352 Error Correction: D(LCPI90) D(LERA) D(LNW)

CointEq1 0.000166 -0.027663 0.072852 (0.00659) (0.01210) (0.01485) (0.02526) (-2.28527) (4.90584)

D(LCPI90(-1)) 0.106642 0.129235 0.449174 (0.07890) (0.14502) (0.17791) (1.35166) (0.89112) (2.52470)

D(LCPI90(-2)) 0.211170 0.224083 0.380377 (0.08176) (0.15028) (0.18436) (2.58292) (1.49110) (2.06324)

D(LCPI90(-3)) -0.002815 -0.019584 0.134769 (0.07392) (0.13587) (0.16669) (-0.03808) (-0.14413) (0.80852)

D(LCPI90(-4)) -0.100396 -0.003682 -0.379124 (0.06402) (0.11768) (0.14436) (-1.56825) (-0.03129) (-2.62624)

D(LERA(-1)) 0.289657 0.684313 0.110126 (0.07151) (0.13144) (0.16125) (4.05068) (5.20615) (0.68295)

D(LERA(-2)) 0.043601 -0.174492 -0.203848 (0.07178) (0.13194) (0.16186) (0.60742) (-1.32247) (-1.25937)

D(LERA(-3)) -0.060010 0.093282 -0.188361 (0.06920) (0.12720) (0.15604) (-0.86721) (0.73336) (-1.20712)

D(LERA(-4)) -0.045537 -0.104164 -0.229592 (0.06400) (0.11764) (0.14431) (-0.71154) (-0.88548) (-1.59094)


53

D(LNW(-1)) 0.055961 0.013579 -0.241953

(0.03884) (0.07140) (0.08759) (1.44070) (0.19019) (-2.76235)

D(LNW(-2)) 0.057571 -0.022145 -0.296554 (0.03931) (0.07227) (0.08865) (1.46438) (-0.30644) (-3.34511)

D(LNW(-3)) 0.104392 0.089594 -0.063763 (0.03754) (0.06901) (0.08466) (2.78057) (1.29827) (-0.75317)

D(LNW(-4)) 0.098304 0.020064 0.184570 (0.03549) (0.06523) (0.08002) (2.77020) (0.30759) (2.30653)

C 0.007744 0.000667 0.049841 (0.00441) (0.00810) (0.00994) (1.75716) (0.08233) (5.01545)

D0297 0.038975 0.122973 -0.040395 (0.02782) (0.05113) (0.06272) (1.40118) (2.40512) (-0.64401)

D0397 0.101530 -0.163286 -0.081833 (0.02942) (0.05409) (0.06635) (3.45062) (-3.01906) (-1.23335)

D0593 0.229367 0.040342 0.274078 (0.02291) (0.04212) (0.05167) (10.0104) (0.95786) (5.30462)

D12 -0.011427 -0.008507 0.085757 (0.00790) (0.01452) (0.01782) (-1.44635) (-0.58581) (4.81373)

D1296 0.069715 0.023541 0.035776 (0.02092) (0.03846) (0.04718) (3.33196) (0.61210) (0.75827)

R-squared 0.850579 0.603662 0.674876 Adj. R-squared 0.817374 0.515587 0.602627 Sum sq. resids 0.029590 0.099979 0.150464 S.E. equation 0.019113 0.035133 0.043100 F-statistic 25.61626 6.853941 9.340886 Log likelihood 264.3805 203.5045 183.0663 Akaike AIC -4.907609 -3.690090 -3.281327 Schwarz SC -4.412627 -3.195107 -2.786345 Mean dependent 0.043943 0.038995 0.044045 S.D. dependent 0.044725 0.050478 0.068371 Determinant Residual Covariance 3.73E-10 Log Likelihood 659.8389 Akaike Information Criteria -11.99678 Schwarz Criteria -10.43368


54

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0.025

0.030

5 10 15 20 25 30 35

LERA LNW


0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LNW


-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

5 10 15 20 25 30 35

LCPI90 LERA


3. STUDIU COMPARATIV AL EVOLUŢIEI INFLAŢIEI ÎN ROMÂNIA ŞI ÎN ŢĂRILE

UNIUNII EUROPENE Dr. Elena PELINESCU,

Institutul de Prognoză Economică

3.1. Introducere România a optat fără echivoc pentru integrarea în structurile europene şi

asigurarea convergenţei criteriilor impuse de un asemenea demers, ceea ce impli-că evaluarea resurselor şi posibilităţilor, a contextului intern şi internaţional. Deci-zia Consiliului Uniunii Europene de la Helsinki din decembrie 1999 de a deschide negocierile de aderare a însemnat pentru România o confirmare a statutului de ţară aflată în plin proces de pregătire a aderării la Uniunea Europeană. Prezen-tarea la Bruxelles, în primăvara anului 2000, a Strategiei naţionale de dezvoltare economică a României pe termen mediu a marcat demararea unui amplu program pentru crearea unei economii de piaţă funcţionale, compatibile cu principiile, normele, mecanismele, instituţiile şi politicile Uniunii Europene. Opţiunile majore ale acestei strategii au fost luate în considerare în Programul de guvernare pentru perioada 2001–2004, aprobat de Parlament cu ocazia învestirii noului guvern condus de premierul Adrian Năstase. Angajamentul noului guvern de a finaliza reformele necesare integrării în Uniunea Europeană se regăseşte în Programul economic de preaderare (PEP), corelat cu Programul naţional al României de aderare la UE, ce prevede măsuri de politică economică în acord cu programul de adoptare a acquis-ul comunitar. Programul economic de preaderare este un document de referinţă ce “propune un mix de politici economico-sociale, care vor asigura o mai bună îndeplinire a obiectivelor asumate prin Strategia naţională de dezvoltare economică a României pe termen mediu orientată spre crearea unei economii de piaţă funcţionale, capabile de a face faţă presiunii concurenţiale şi forţelor pieţei din Uniunea Europeană, în condiţiile asigurării unei creşteri econo-mice durabile care să permită reducerea decalajelor faţă de ţările comunitare”.1

În conformitate cu prevederile Tratatului de la Maastricht, aderarea la Uniu-nea Europeană implică îndeplinirea criteriilor de convergenţă, în principal a celor de convergenţă nominală. Convergenţa ratelor inflaţiei cu nivelurile din ţările din a-cest spaţiu pare a fi de departe un ţel deloc uşor de atins. Nu este de mirare în a-cest context că reducerea inflaţiei constituie un obiectiv prioritar în programele gu-vernamentale. Menţinerea inflaţiei pe un trend continuu descendent pe parcursul anului 2001 şi reducerea şocurilor generate de ajustarea preţurilor şi tarifelor pen-tru serviciile de utilităţi publice, menţinute încă sub control administrativ, sunt sem-nale pozitive privind efectul politicilor de dezinflaţie aplicate de guvern. Mai mult,

1 Programul economic de preaderare, Guvernul Romвniei, septembrie 2001, p. 1.


56

reducerea deficitului fiscal şi cvasifiscal, limitarea deficitului contului curent, con-trolul strict al deficitului bugetului consolidat, finanţarea neinflaţionistă a deficitului şi renunţarea la utilizarea cursului de schimb ca instrument de asigurare a echi-librului extern vor constitui premisele înscrierii inflaţiei pe un palier mult mai aproa-pe de nivelurile înregistrate de ţările Uniunii Europene. Cu toate acestea, în ciuda procesului avansat de dezinflaţie, expectaţiile inflaţioniste ale gospodăriilor şi firmelor sunt încă puternice, generând o presiune semnificativă către creşterea veniturilor nominale şi, implicit, alimentând noi puseuri inflaţioniste de pe latura costurilor.

Una din problemele ce pot rezulta din urmărirea unei convergenţe nominale rapide apare din faptul că obiectivul dezinflaţiei şi cel al alinierii în cel mai scurt timp la nivelurile veniturilor din ţările Uniunii Europene par să se excludă reciproc. Teoria economică şi experienţa de până acum au demonstrat că nu se poate asigura alinierea la veniturile din ţările Uniunii Europene fără o creştere economi-că susţinută, fapt ce implică o productivitate sporită în sectorul produselor comer-cializabile. Ca urmare, diferenţa de productivitate dintre sectorul bunurilor comer-cializabile şi al celor necomercializabile, argumentată teoretic de efectul Balassa-Samuelson, poate spori, antrenând creşterea mult mai rapidă a preţurilor produ-selor necomercializabile şi, pe această bază, a indicelui general al preţurilor, cu efecte negative în procesul dezinflaţiei. Literatura economică1 arată că, în acest context, ratele înalte ale inflaţiei în ţările ce caută să recupereze decalajele faţă de performanţele din Uniunea Europeană nu derivă din dezechilibre macro-economice sau politici laxe, ci, pur şi simplu, înregistrează şi reflectă faptul că convergenţa productivităţii cauzează convergenţă atât în salarii, cât şi în preţuri. În plus, mediul economic românesc nu asigură încă premisele unei predictibilităţi sporite a inflaţiei, ceea ce întârzie aplicarea strategiei de ţintire a inflaţiei (inflation targeting), larg utilizată în ţările Uniunii Europene.

3.2. Dinamica inflaţiei în ţările Uniunii Europene şi unele ţări în tranziţie

Analiza dinamicii inflaţiei pe perioada 1985-2000 permite relevarea, pe de o parte, a impactului unor regimuri diferite de formare a preţurilor asupra nivelului general al acestora, iar pe de altă parte, a tendinţei înregistrate pe un interval mai lung de timp în ţările Uniunii Europene comparativ cu unele ţări candidate la aderare.

În perioada 1985-2000, inflaţia din cele 15 ţări membre ale Uniunii Europe-ne a cunoscut un proces puternic de scădere, numărul ţărilor cu o inflaţie sub 3% pe an majorându-se de la 5 în perioada 1985-1989 la 11 în intervalul 1993-1996 şi 14 în perioada 1997-2000 (tabelul 3.1). Excepţia o constituie Grecia, cu niveluri cuprinse între 4,8% în anul 1998 şi 3,1% în anul 2000. De menţionat este şi faptul că în anul 1999, când cele 11 ţări membre ale Uniunii Europene au adoptat mone-da unică europeană, Grecia nu îndeplinea nici unul din criteriile de la Maastricht,

1 Economic Survey for Europe, No. 1/2001, Economic Commission for Europe, United Nations,

Geneva, 2001, p. 75.


57

dar progresele economice înregistrate au permis includerea ei cu 1 ianuarie 2001 printre ţările Uniunii Monetare Europene1 (figura 3.1).

Figura 3.1 Distribuţia ţărilor Uniunii Europene după nivelul inflaţiei

în perioada 1985-2000

0%

20%

40%

60%

80%

100%

1985-1989 1990-1992 1993-1996 1997-2000

tari cu inflatie intre 0-3% pe an tari cu inflatie intre 3-5% pe an tari cu inflatie 5-10% pe an tari cu inflatie peste 10% pe an

Tabelul 3.1

Evoluţia inflaţiei în perioada 1985-2000 în ţările Uniunii Europene şi unele ţări candidate la aderare (calculate pe baza mediilor anuale)

-%- 1985-1989 1990-1992 1993-1996 1997-2000 2000

Franţa 3,6 3,0 1,9 1,0 1,5 Germania a) 1,3 3,8 2,6 1,3 1,9 Italia 6,2 6,0 4,4 2,0 2,5 Austria 2,2 3,5 2,7 1,3 2,3 Belgia 2,4 3,0 2,2 1,6 2,6 Finlanda 4,9 4,5 1,2 1,8 3,4 Grecia 17,1 18,6 10,5 4,0 3,1 Irlanda 3,7 3,2 2,0 2,7 5,6 Luxemburg 1,8 3,2 2,2 1,6 3,1 Olanda 0,7 2,9 2,3 2,2 2,6 Portugalia 12,6 11,1 4,8 2,6 2,9 Spania 6,9 6,2 4,4 2,4 3,4 Spaţiul euro b) 4,1 4,8 3,2 1,7 2,3 Regatul Unit 5,2 6,3 2,5 2,7 3,0 Danemarca 4,3 2,4 1,8 2,4 3,0 Suedia 5,6 7,3 2,5 0,4 1,0 UE c) 4,4 5,1 3,1 1,8 2,4 România 1,2 106,6 98,3 71,3 45,7

1 Economic Survey of Europe, No. 1/2001, p. 31.

ţări cu inflaţie între 0-3% pe an

ţări cu inflaţie 5-10% pe an

ţări cu inflaţie între 3-5% pe an

ţări cu inflaţie peste 10% pe an


58

1985-1989 1990-1992 1993-1996 1997-2000 2000 Republica Cehă d) na 24,1 12,1 6,2 3,9 Ungaria na 28,9 23,4 13,1 9,7 Polonia na 157,0 29,3 11,1 10,1 Amplitudine 16,4 16,2 9,3 3,5 4,6 Abatere standard (faţă de media UE) 10,0 8,8 2,7 0,4 0,4 Cazul României - abatere absolută medie faţă de media UE -3,2 155,7 112,9

74,5

43,3

Sursa: Prelucrări după date din Statisticile naţionale şi Appendix Table A 11, Economic Survey of Europe, No. 1/2001, p. 253.

Notă: Datele agregate au fost calculate ca o medie ponderată a ratelor individuale ale ţărilor. Ponderarea a avut în vedere cheltuielile de consum final privat din anul 1996, transformate din monedă naţională în dolari prin utilizarea puterii de cumpărare din 1996; a) Germania de Vest pentru perioada 1986-1991; b) cele 12 ţări cuprinse în tabel; c) cele 15 ţări cuprinse în tabel; d) înainte de 1993 datele se referă la Cehoslovacia; e) abatere absolută medie.

Înscriindu-se pe o pantă descendentă, inflaţia a oscilat în limite largi în cadrul ţărilor Uniunii Europene, cu o tendinţă de reducere puternică a amplitudinii dintre nivelul maxim şi cel minim, ca şi a celui dintre nivelurile fiecărei ţări şi media zonei. Astfel, în timp ce amplitudinea (calculată ca diferenţă între nivelul maxim şi cel minim înregistrat de rata inflaţiei în ţările membre ale Uniunii Europene) a scăzut de la 16,4 puncte procentuale în intervalul 1985-1989 (respectiv 16,2 în intervalul 1990-1992) la 9,3 puncte procentuale în 1993-1996 şi 3,5 puncte procentuale în perioada 1996-2000, abaterea standard (calculată pentru toate ţările din Uniunea Europeană faţă de media inflaţiei acestui spaţiu) a scăzut de la 10% în intervalul 1985-1989 la 2,7% în intervalul 1993-1996 şi a ajuns la 0,4% în perioada 1997-2000 (tabelul 3.1).

Existenţa Uniunii Monetare Europene nu a eliminat diferenţialele dintre ratele inflaţiei ţărilor membre, deşi tendinţa înregistrată după 1999 a fost de reducere a amplitudinii acestora (tabelul 3.2).

Tabelul 3.2

Diferenţialul anual faţă de rata medie a inflaţiei în spaţiul euro (puncte procentuale)

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Franţa -1,5 -1,7 -2,4 -2,0 -1,6 -1,3 -0,6 -0,6 -0,7 -0,8 -0,8 Germania a) -2,1 -1,3 0,3 0,4 -0,6 -1,2 -1,1 0,0 -0,5 -0,7 -0,4 Italia 1,7 1,4 0,5 0,5 0,8 2,2 1,3 -0,1 0,4 0,9 0,2 Austria -1,6 -1,5 -0,8 -0,4 -0,3 -0,8 -0,7 -0,5 -0,5 -0,7 0,0 Belgia -1,4 -1,7 -2,4 -1,3 -0,9 -1,5 -0,6 -0,2 -0,4 -0,2 0,3 Finlanda 1,4 -0,6 -1,8 -2,0 -2,2 -2,0 -2,0 -0,6 0,0 -0,1 1,1 Grecia 15,6 14,6 11,1 10,3 7,4 5,8 5,7 3,7 3,4 1,3 0,8 Irlanda -1,5 -1,7 -1,7 -2,7 -0,9 -0,5 -0,9 -0,4 1,0 0,3 3,3 Luxemburg -1,5 -1,8 -1,6 -0,5 -1,1 -1,1 -1,3 -0,4 -0,4 -0,3 0,8


59

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Olanda -2,3 -1,8 -1,6 -1,5 -0,6 -1,0 -0,6 0,4 0,6 0,9 0,3 Portugalia 8,6 5,6 4,7 2,6 2,1 1,2 0,5 0,5 1,4 1,0 0,6 Spania 1,9 1,0 1,1 0,5 1,5 1,6 1,0 0,2 0,4 1,0 1,1 Regatul Unit 4,7 1,0 -1,1 -2,5 -0,9 0,5 -0,2 1,3 2,0 0,2 0,7 Danemarca -2,1 -2,5 -2,7 -2,8 -1,3 -0,9 -0,6 0,4 0,5 1,2 0,7 Suedia 5,6 4,5 -2,6 0,6 -1,1 -0,5 -2,1 -1,3 -1,5 -0,9 -1,3 UE b) 0,8 0,2 -0,3 -0,4 -0,2 0,1 -0,1 0,2 0,3 0,0 0,1 România 0,3 165,3 205,6 252,0 133,4 29,3 36,2 153,0 57,7 44,5 43,4 Rep. Cehă c) 5,1 51,8 6,3 16,7 6,7 6,1 6,3 6,6 9,2 0,8 1,6 Ungaria 24,1 30,1 18,2 18,5 15,8 25,5 21,0 16,6 12,8 8,8 7,6 Polonia 581,0 65,4 40,5 32,8 29,9 25,1 17,2 13,3 10,3 6,1 7,9

Sursa: Prelucrări după datele din anexa 3.1.

Notă: a) Germania de Vest pentru perioada 1986-1991; b) cele 15 ţări cuprinse în tabel; c) înainte de 1993 datele se referă la Cehoslovacia.

Pentru ţările din spaţiul euro, controlul diferenţialelor de inflaţie este extrem de important, având în vedere că, datorită mecanismului adoptat pentru formarea cursului de schimb, acesta nu mai poate fi utilizat ca instrument pentru menţinerea competitivităţii internaţionale. Astfel, diferenţialele ratei inflaţiei (exprimată prin indicele preţurilor de consum) faţă de inflaţia medie din spaţiul euro s-au redus în anul 2000 în Franţa la -0,8 puncte procentuale, în Germania la -0,4 puncte procentuale, în Italia la -0,2 puncte procentuale, pe când în Irlanda au crescut la 3,3 puncte procentuale.

O analiză a diferenţialelor dintre rata inflaţiei în ţările candidate la aderare şi inflaţia medie din spaţiul euro pune în evidenţă progresele semnificative realizate în intervalul 1991-2000 prin reducerea diferenţialelor cu peste 50 de puncte procentuale în Republica Cehă (nivelul de 1,6 puncte procentuale în anul 2000 a fost în uşoară creştere faţă de anul anterior) şi Polonia (nivelul de 7,9 atins în anul 2000 a fost în uşoară creştere comparativ cu anul precedent) şi cu 22,5 puncte procentuale în Ungaria. Spre deosebire de ţările în tranziţie menţionate anterior, România a cunoscut un nivel extrem de fluctuant al diferenţialelor faţă de inflaţia medie din spaţiul euro şi, în pofida eforturilor semnificative de reducere a ecartu-lui, acesta înregistra în anul 2000 un nivel de 43,4 puncte procentuale.

Adâncind analiza inflaţiei pentru ţările candidate la aderare, putem menţiona că, sub influenţa măsurilor de demolare a mecanismelor de control al preţurilor, a rigidităţilor nominale şi a problemelor fiscale, inflaţia a înregistrat în Republica Cehă, Polonia şi Ungaria niveluri înalte1 la începutul anilor ’90, urmate de un pro-

1 În definirea inflaţiei înalte, am aderat la punctul de vedere exprimat de Benedict Braumann

(2000) şi Bruno şi Easterly (1995), potrivit cărora inflaţia trebuie să se situeze doi ani conse-cutivi la niveluri minime de 40%. Argumentul lor în alegerea acestui nivel este că 40% repre-zintă un important punct de cotitură, deoarece modificările peste această limită cresc conside-rabil. Acest punct de vedere diferă de cel exprimat de Dornbusch et al. ce consideră un minimum de 30% anual pentru a defini inflaţia ca fiind înaltă.


60

ces gradual de reducere. Pentru România, inflaţia manifestată în perioada 1985-2000 a oscilat în limite largi, date fiind diferenţele de regim de funcţionare a pieţelor. Astfel, în perioada 1985-1989, într-un regim de planificare centralizată, rata medie anuală a inflaţiei fost de 1,2%, cu valori anuale ce au variat de la un minim de 0,8% în anul 1985, până la un nivel maxim 2,2% în anul 1988, aşa cum rezultă din datele anexei 3.1. Nivelurile inflaţiei înregistrate în această perioadă s-au situat cu 0,5-5,1 puncte procentuale sub cele agregate ale ţărilor din Uniunea Europeană. Efectele reprimării inflaţiei din această perioadă s-au manifestat cu deosebită intensitate după 1989, o dată cu trecerea la un regim de funcţionare bazat pe legile economiei de piaţă libere.

Liberalizarea preţurilor, pe măsura introducerii şi dezvoltării mecanismelor specifice economiei de piaţă, a determinat, în funcţie de condiţiile macro-economice şi strategia adoptată în procesul de transformare, şocuri ample atât pe latura cererii, cât şi a ofertei, ce au condus la scăderea produsului intern brut şi creşterea preţurilor până la un nivel cu trei cifre în România şi Polonia şi cu două cifre în Republica Cehă, Ungaria - vezi anexa 3.1 şi figura 3.2.

Figura 3.2 Evoluţia inflaţiei în unele ţări în tranziţie

0

100

200

300

400

500

600

1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000* 2001**

Czech Republic Hungary Poland Romania Solvac Republic M ean

România, diferit de ţările menţionate anterior, a optat pentru o strategie

graduală de liberalizare a preţurilor, fapt ce s-a resimţit în evoluţia diferită a infla-ţiei pe parcursul celor zece ani de tranziţie. Astfel, inflaţia manifestată în perioada 1990-2000 a oscilat în limite largi, de la un minim de 5,1% în anul 1990, când majoritatea preţurilor se aflau încă sub controlul statului, până la un nivel mediu anual maxim de 256,1% în anul 1993, atribuit în mare măsură şocului generat de eliminarea subvenţiilor la numeroase produse, introducerii taxei pe valoarea adău-gată, reglementării regimului accizelor la produsele autohtone şi acomodării defici-

Rep. Cehă Ungaria Polonia România Rep. Slovacia Medi


61

tului cvasifiscal. Măsurile de macrostabilizare adoptate de guvern în perioada 1994-1995 au condus la reducerea inflaţiei până la un nivel minim de 32,3% în anul 1995, calculat ca medie anuală. Anul 1997 a consemnat un nou puseu infla-ţionist generat de iniţierea unor ample măsuri de reformă fiscală, de liberalizare a comerţului şi a preţurilor produselor agricole (prin eliminarea subvenţiilor la produ-sele alimentare de bază, ce reprezentau circa 28% din coşul de consum al popu-laţiei). Astfel, în pofida măsurilor restrictive de politică monetară ce au condus la contracţia puternică a cererii interne şi la scăderea în termeni reali a produsului intern brut cu 6,9%, nivelul mediu anual al inflaţiei a atins 154,8%. Prin măsurile promovate pe parcursul anilor 1998-2000, inflaţia s-a înscris în continuare pe un trend descrescător, menţinându-se însă la niveluri de două cifre (figura 3.3).

Figura 3.3

Evoluţia inflaţiei pe componente (modificări faţă de aceeaşi perioadă a anului anterior - %)

0

100

200

300

400

Jan-92

Jul-92

Jan-93

Jul-93

Jan-94

Jul-94

Jan-95

Jul-95

Jan-96

Jul-96

Jan-97

Jul-97

Jan-98

Jul-98

Jan-99

Jul-99

Jan-00

Jul-00

Jan-01

CPI(total) Food Non-Food Services

Succesele în controlul inflaţiei din această perioadă s-au datorat convergen-ţei politicilor macroeconomice (monetare şi fiscale) susţinute de măsuri de ordin structural şi de refacere a corelaţiilor dintre dinamica salariilor şi a productivităţii muncii. Aceste măsuri au contracarat parţial efectul negativ indus asupra preţurilor de deprecierea accelerată a leului faţă de moneda americană după criza din Rusia. Reinflamarea inflaţiei din a doua jumătate a anului 1999 şi prima jumătate a anului 2000 s-a datorat, pe de o parte, şocurilor externe generate de majorarea preţului petrolului şi deprecierea monedei europene în raport cu dolarul american şi aprecierea monedei naţionale în raport cu moneda europeană, iar pe de altă parte, aplicării corecţiilor fiscale (majorarea accizelor la produsele petroliere, eliminarea subvenţiilor încrucişate la energie), a corecţiei cursului, a ajustării ta-rifelor la utilităţile şi serviciile publice (inclusiv majorarea de 38 de ori a chiriilor

CP (total) Alimentar Nonalimentar Servicii


62

pentru spaţiile cu destinaţie de locuinţă aflate în proprietatea statului) şi persis-tenţei deficitelor cvasifiscale.

Persistenţa inflaţiei reflectă atât procesul lent de refacere a echilibrelor macroeconomice pe fondul întârzierii proceselor de restructurare din sectorul real şi financiar, cât şi inconsecvenţa în promovarea măsurilor de macrostabilizare care a erodat credibilitatea semnalelor transmise de la nivel macroeconomic, menţinând anticipaţiile inflaţioniste la cote ridicate.

3.3. Cauzele persistenţei inflaţiei Teoria economică sugerează câteva variabile pentru includerea în studiile

empirice referitoare la evoluţia inflaţiei. Sub restricţia unor ipoteze privind flexibili-tatea perfectă a preţurilor şi a salariilor, dar şi a echilibrului stabil al cursului de schimb, curentul monetarist accentuează rolul banilor ca variabilă explicativă a in-flaţiei. Totuşi, relaxarea fiecărei restricţii impuse de abordarea teoretică a introdus noi explicaţii posibile ale fenomenelor inflaţioniste legate de rolul politicii veniturilor şi a mecanismelor de formare a preţurilor, de potenţialul inflaţionist derivat din regimul ratei de schimb. Cercetările privind inflaţia în ţările în tranziţie au reliefat atât rolul tradiţional al inflaţiei prin costuri şi al celei prin cerere în generarea şi alimentarea proceselor inflaţioniste, cât şi efectele ajustării relative a preţurilor.

Principalele cauze ale persistenţei inflaţiei în ţara noastră sunt: i) declinul ra-pid al produsului intern brut; ii) majorarea transferurilor şi a subvenţiilor în condiţi-ile reducerii veniturilor fiscale şi amplificarea, în acest fel, a deficitului fiscal; iii) a-cordarea unor credite direcţionate sectoarelor nerestructurate ce ascund, în fapt, deficite cvasifiscale; iv) politica indexării salariale; v) acomodarea monetară şi per-sistenţa indisciplinei financiare1; vi) slăbiciunile guvernanţei corporatiste, ce-şi pot găsi rezolvarea prin accelerarea proceselor de privatizare şi restructurare2; vii) di-ferenţa de productivitate dintre sectorul bunurilor comercializabile şi al celor neco-mercializabile, argumentată teoretic de efectul Balassa-Samuelson, ce poate an-trena creşterea mult mai rapidă a preţurilor produselor necomercializabile; vii) a-justarea preţurilor rămase în regim de supraveghere în urma liberalizării graduale a celorlalte preţuri; viii) rigiditatea preţurilor relative; ix) presiunile deprecierii mo-nedei naţionale şi x) aşteptările inflaţioniste. Multe din aceste cauze se regăsesc în analizele efectuate pentru ţările în tranziţie de Coorez, Mecagni şi Offerdal3.

Literatura economică arată că dacă inflaţia pe termen lung este determina-tă, în principal, de creşterea ofertei de monedă, ajustarea preţurilor de la un nivel distorsionat la o structură determinată de piaţă poate, în anumite condiţii, să con-

1 R. Sahay şi C. Vegh, Inflation and Stabilisation in Transition Economies: A Comparison with

Market Economies, IMF Working Paper, 8/1995. 2 A. Dazal-Gulati, ”Inflation in the Czech Republic”, în S. Coorez, M. Mecagni şi E. Offerdal,

Disinflation in Transition Economies: The Role of Relative Price Adjustment, IMF Working Paper, 138/1996.

3 S. Coorez, M. Mecagni şi E. Offerdal, Disinflation in Transition Economies: The Role of Relative Price Adjustment, IMF Working Paper, 138/1996.


63

tribuie la creşterea presiunii inflaţioniste în ţările în tranziţie.1 Liberalizarea pieţelor, ritmul diferit de înfăptuire a reformelor economice şi modificările în structura producţiei şi a cererii, asociate economiilor în tranziţie în perioada 1989-2000 cu trecerea graduală spre economia de piaţă, au continuat realinierea preţurilor rela-tive şi au atras o creştere a variabilităţii relative a preţurilor (De Masi şi Koen, 1995; De Broeck et al., 1995). Coorez, Mecagni şi Offerdal2 punctează într-o lu-crare privind ajustarea relativă a preţurilor că aceste modificări relative pot fi inter-pretate ca o serie de şocuri aplicate sectoarelor economiei reale. În fapt, un răs-puns asimetric sau o reducere a inflexibilităţii preţurilor implică faptul că o creştere a inflaţiei ar putea fi asociată nu numai cu o varianţă înaltă, ci şi cu o deplasare pozitivă a distribuţiei preţurilor individuale, ceea ce sugerează că “un număr relativ redus de preţuri ce înregistrează creşteri puternice alimentează procesele infla-ţioniste şi coexistă cu un număr mare de preţuri care au înregistrat scăderi relativ mici“. Pentru reliefarea acestui aspect s-a calculat pentru România momentul se-cund al distribuţiei ratelor individuale ale inflaţiei pentru bunuri şi servicii (weighted variances (1)) şi momentul de gradul trei (weighted skewness (2)), conform formulelor de mai jos:

WV = 2

1

))/((1

1 nwn i

n

ii ππ &&&−

− ∑=

(1)

WS =

∑

∑

=

=

−−

−−

−

n

ii

n

iii

nwn

nn

nwn

1

2/32

3

1

]))/((1

1)[2)(1(

))/(((

ππ

ππ

&&&

&&&

(2)

Calculele au fost realizate pentru 101 bunuri şi servicii aflate în componenţa indicelui general al preţurilor de consum pe perioada ianuarie 1994-august 2001. Rezultatele sunt prezentate în figura 3.4.

De menţionat este faptul că distribuţia arată frecvente şi semnificative aba-teri de la forma normală şi asimetrii consistente cu prezenţa unei inflexibilităţi la scăderea preţurilor. Datorită persistenţei asimetriei, direcţia de deplasare de la distribuţia normală a preţurilor este în cea mai mare parte pozitivă3, fapt ce indică o alimentare a presiunilor inflaţioniste. Creşterea abruptă a variaţiei preţurilor rela-tive coincide în România cu perioadele de reforme intense în domeniul liberalizării preţurilor şi a comerţului, în domeniul fiscal, cu momentele de creştere a preţurilor

1 Sharmini Coorez, Mauro Mecagni şi Erik Offerdal: Disinflation in Transition Economies: The

Role of Relative Price Adjustment, IMF WP/96/138, p.10. 2 Sharmini Coorez, Mauro Mecagni şi Erik Offerdal: Disinflation in Transition Economies: The

Role of Relative Price Adjustment, IMF WP/96/138, p.16-17. 3 Măsurătorile efectuate pentru Romвnia pe perioada 1991-1995 indicau că 93,3% din totalul

seriei pentru care s-a calculat momentul de gradul 3 (weighted skewness) a înregistrat valori pozitive. Sharmini Coorez, Mauro Mecagni şi Erik Offerdal: Disinflation in Transition Economies: The Role of Relative Price Adjustment, IMF WP/96/138, p.17.


64

administrate şi a salariilor, a şocurilor în termenii comerţului şi acomodarea monetară a acestora.

Figura 3.4

Inflaţia şi variaţia preţurilor relative în România

0.0

20.0

40.0

60.0

80.0

100.0

120.0

140.0

Jan-94

Jun-94

Nov-94

Apr-95

Sep-95

Feb-96

Jul-96

Dec-96

May-97

Oct-97

Mar-98

Aug-98

Jan-99

Jun-99

Nov-99

Apr-00

Sep-00

Feb-01

0.02.04.06.08.010.012.014.016.018.020.0

CPI Weighted variance Weighted skewness

Pentru adâncirea analizei s-a aplicat indicele de varianţă Theil, unul din cei mai des utilizaţi indici pentru măsurarea variabilităţii, calculat ca o sumă ponderată a abaterii medii pătrate a inflaţiei preţurilor individuale de la rata generală a infla-ţiei, conform formulei:

VT w i ii

n= −∑

=( )

...π π 2

1 (3)

unde:

π π...= ∑

=w i i

i

n

1 (4)

Rezultatele sunt prezentate în graficul 3.5.

Deşi indicele Theil nu corespunde cu momentul de ordinul doi al distribuţiei ponderate sau neponderate a preţurilor, este preferat în determinările empirice, deoarece presupune o valoare zero atunci când toate ratele individuale ale infla-ţiei sunt egale, deci nu se înregistrează modificări ale preţurilor relative, şi utilizea-ză ponderea cheltuielilor pentru a reflecta importanţa modificărilor diferitelor pre-ţuri relative pentru consumatori. Creşterea puternică a indicelui Theil de la jumăta-tea anului 1999 coincide cu ajustarea tarifelor la chiriile de stat (indicele de majo-rare a tarifelor a fost de 2.043,6% în mai, de 3.675,1% în iunie şi de 3.678,8% în iulie).

IPC Indice ponderat de varianţă Indice ponderat de asimetrie


65

Figura 3.5 Inflaţia şi variaţia preţurilor relative în România

0.020.040.060.080.0

100.0120.0140.0

Jan-94

Jul-94

Jan-95

Jul-95

Jan-96

Jul-96

Jan-97

Jul-97

Jan-98

Jul-98

Jan-99

Jul-99

Jan-00

Jul-00

Jan-01

0.010.020.030.040.050.060.0

CPI Weighted variance Theil index

Fluctuaţiile largi ale preţurilor diferitelor categorii de produse în jurul indicelui general al preţurilor de consum ce au contribuit la creşterea nivelului general al preţurilor au fost: în 1992 variaţia ridicată a preţurilor produselor alimentare, iar în anul 1993 a celor nealimentare, corespunzând primei etape de liberalizare şi intro-ducere a taxei pe valoarea adăugată, a accizelor la unele produse; în 1997-1999, variaţia largă a preţurilor serviciilor, generată de aplicarea mecanismului de ajustare a preţurilor administrate, iar în anii 2000 şi 2001, variaţia preţurilor ali-mentare (tabelul 3.3).

Tabelul 3.3 Deviaţia indicilor preţurilor unor grupe de produse şi servicii de la nivelul

indicelui general al preţurilor în România 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001*

Produse alimentare

20,5

-24,3 2,5 -2,1 -1,7 -5,8 -14,8 -18,2

5,1

5,8

Produse nealimentare

-9,7

33,1 -6,6 -1,3 3,4 -8,8 6,2 5,3

-3,2

-3,3

Servicii -36,5 -12,6 12,4 12,7 -3,3 52,4 27,6 40,0 -3,7 -5,1 Abatere medie 22,2 23,3 7,2 5,4 2,8 22,3 15,9 21,2 3,9 4,7 Coeficient de variaţie (%)

19,34

13,68 20,16 33,43 8,57 25,57 18,27 24,19

16,82

21,87

*Ianuarie-august 2001.

Coeficient de variaţie: v

d

nx

ii

n

=

∑−

2

1

Abatere medie: d x xi i= −

Academicianul Emilian Dobrescu a arătat într-o lucrare referitoare la inflaţia de bază în România că “unele modificări ale preţurilor relative reflectă tendinţele

IPC Indice ponderat de i ţă

Indice Theil


66

durabile ale condiţiilor de echilibru, în timp ce altele reflectă doar dezechilibrele temporare ale cererii şi ofertei pe diferite pieţe”1.

Persistenţa variabilităţii preţurilor relative urmând liberalizării iniţiale a preţu-rilor poate fi explicată în termenii vitezei reduse a reformelor structurale, a modi-ficărilor în structura producţiei şi a cererii asociate trecerii la economia de piaţă.

O altă explicaţie, cu implicaţii pentru cursul de schimb, este ipoteza acoperi-rii costurilor (cost recovey hypothesis2), potrivit căreia ajustările preţurilor unor ser-vicii capital-intensive (case, utilităţi publice) trebuie să aibă loc gradual comparativ cu alte ajustări de preţuri, în principal, ale bunurilor comercializabile, care sunt supuse concurenţei internaţionale.

Componenta corectivă a inflaţiei derivând din liberalizarea preţurilor la unele bunuri a înregistrat o tendinţă de reducere, o dată cu intrarea în vigoare a Legii concurenţei şi a noii metodologii de ajustare a preţurilor şi tarifelor pentru produ-sele ce se stabilesc cu avizul Oficiului Concurenţei. Principalele măsuri ce au con-tribuit la această situaţie au fost:

• liberalizarea preţurilor de achiziţie prin eliminarea primelor la unele pro-duse de bază (carne de porc şi de pasăre, lapte), ce a antrenat diminua-rea subvenţiilor pentru prime şi tarife;

• instituirea unui sistem automat de ajustare periodică (lunară, trimestrială) a preţurilor la produsele controlate administrativ pe baza unui parametru de ajustare ce poate fi cursul de schimb sau nivelul general al preţurilor de consum; un exemplu privind modul de aplicare al acestui mecanism este prezentat în anexa 3.2; prin această formulă se evită păstrarea fixă, pe lungi perioade de timp, a preţurilor administrate şi, prin aceasta, reducerea pierderilor şi a arieratelor;

• limitarea controlului preţurilor la o listă minimă, clar definită, de produse şi servicii (dintre care amintim: energie electrică şi termică, gaze, trans-porturi, poştă şi telecomunicaţii etc.), cu scopul reducerii treptate a nu-mărului lor; ponderea produselor administrate în coşul de consum a ajuns la 8,3 la sută la sfârşitul anului 1997, 6,7% la sfârşitul anului 1998. Deşi lista acestor produse s-a redus, ponderea acestora a variat în ultimii ani, dată fiind modificarea ponderii lor în structura cheltuielilor de consum a gospodăriilor.

1 Emilian Dobrescu, Core Inflation in a Transition Economy (The Romanian Case), International

Conference “The Measurement of Inflation”, Cardiff Business School, 1999, p. 4. 2 Iniţial, cвnd nivelul veniturilor din salarii este scăzut, preţul acestor servicii ar trebui să acopere

numai costurile curente, chiar într-un mediu liberalizat, deoarece nu se asociază costul serviciului datoriei. Costurile de întreţinere nu pot fi acoperite, deoarece este optim să se consume stocul excesiv de capital. Pe măsură ce veniturile reale cresc єi stocul de capital ce poate fi suportat de aceste venituri sporeєte, preţul acestor servicii s-ar putea majora pentru a acoperi mai întвi costurile de întreţinere єi, în final, costul capitalului viitor pвnă se ajunge la nivelul la care o nouă investiţie poate să aibă loc.


67

Multitudinea factorilor ce alimentează inflaţia pot fi regrupaţi, având în vede-re tipologiile specifice dezbaterilor anilor ‘60 privind inflaţia, fie ca determinanţi ai inflaţiei prin cerere, fie ai celei prin costuri. Presiunile de pe latura costurilor provin fie din deprecierea monedei naţionale, fie din ruperea corelaţiilor dintre salarii şi productivitate, în condiţiile perpetuării indisciplinei financiare, aceasta din urmă fiind devansată de creşterile salariale. Pe latura cererii, aceste presiuni provin din acomodarea monetară a deficitelor fiscale şi cvasifiscale, ce reflectă, de aseme-nea, indisciplină financiară şi constrângeri bugetare slabe la nivelul agenţilor eco-nomici.

În cazul economiei româneşti, există o slabă evidenţă statistică privind corelaţia dintre inflaţie şi masa monetară datorită efectelor puternice exercitate de controlul preţurilor şi de ajustările cursului de schimb. Aceasta a determinat specialiştii Fondului Monetar Internaţional să afirme că, deşi în timp creşterile masei monetare au alimentat presiunile inflaţioniste, în ultimii ani ritmul inflaţiei a fost imprimat mai degrabă de deciziile politice privind momentul şi intensitatea liberalizării preţurilor şi a corecţiilor cursului de schimb.1 Diferit de punctul de vedere exprimat de Sahay şi Vegh (1998), prin care este subliniat rolul creşterii salariilor în expansiunea monetară via canalul creditelor către întreprinderile de stat şi către buget, în România finanţarea salariilor s-a realizat în mare măsură pe seama acumulării de arierate, nivelul acestora tinzând către 50% din produsul intern brut în ultimii ani.

Sensibilitatea ridicată a preţurilor de consum faţă de mişcările cursului de schimb a fost mult mai pregnantă în anii 1989-1999, când deprecierea monedei naţionale a contribuit puternic la alimentarea presiunilor inflaţioniste. În această situaţie, aprecierea reală a monedei naţionale poate avea efecte pozitive, susţinând eforturile de dezinflaţie.

3.4. Posibilităţi de control al inflaţiei Dacă inflaţia este considerată un fenomen de origine monetară, într-o abor-

dare recentă, controlul acesteia poate fi realizat prin urmărirea directă a inflaţiei (inflation targeting), ca alternativă la utilizarea agregatelor monetare sau a cursului de schimb (obiective intermediare în conducerea politicii monetare) ca ancore antiinflaţioniste.

Introducerea unui astfel de regim se bazează pe convingerea autorităţilor că realizarea stabilităţii preţurilor reprezintă cea mai eficientă cale a politicii monetare de a susţine creşterea economică. Încercările politicii monetare de a sprijini pe termen scurt alte deziderate pot veni însă în conflict cu obiectivul de stabilitate a preţurilor. Scopul urmăririi directe a inflaţiei este de a regla diversele asimetrii ce rezultă din economia reală şi care se regăsesc, de obicei, în dezechilibre pe piaţa forţei de muncă (înăsprirea şomajului) sau pe piaţa bunurilor şi serviciilor (scăderea producţiei).

1 Romania: Selected Issues and Statistical Appendix, IMF Country Report N01/16, January

2001, p.12.


68

Sprijinul teoretic larg de care beneficiază în prezent orientarea politicii mo-netare către statuarea stabilităţii preţurilor ca obiectiv fundamental are la bază consensul pe care-l întrunesc următoarele patru postulate:

neutralitatea pe termen mediu şi lung a modificărilor ofertei de bani, ceea ce înseamnă că expansiunea monetară are efecte de durată numai asupra nivelului preţurilor, nu şi asupra producţiei şi a gradului de ocu-pare a forţei de muncă;

inflaţia implică costuri ridicate de alocare a resurselor (costuri de efici-enţă) şi de creştere economică pe termen lung (încălcarea principiului neutralităţii banilor);

pe termen scurt, modificarea ofertei de bani nu este neutră, deci politica monetară exercită presiuni conjuncturale asupra nivelului unor variabile reale (producţia şi gradul de ocupare a forţei de muncă);

existenţa unor decalaje temporale în transmiterea impulsurilor politicii monetare asupra inflaţiei afectează capacitatea băncii centrale de a acţiona asupra nivelului acesteia din perioada curentă.

Adepţii introducerii regimului de urmărire a inflaţiei adaugă acestor postulate şi ipoteza existenţei unei tendinţe inflaţioniste a politicii monetare în cazul în care banca centrală îşi alege, într-o manieră total discreţionară, instrumentele de politică. Tendinţa inflaţionistă este atribuită, conform ipotezei inconsistenţei dina-mice, inabilităţii autorităţii monetare de a se angaja credibil în atingerea unui nivel redus al inflaţiei, în absenţa unui mecanism de angajare (commitment technology) care presupune instituţionalizarea şi etapizarea acestui angajament.

Atingerea obiectivului reducerii inflaţiei este sprijinită de exercitarea asupra băncii centrale a unor constrângeri de natură instituţională sau externă. Frecvent, banca centrală este criticată pentru că nu poate urmări concomitent obiective ca: dobânzi scăzute şi stimularea ofertei, obiective aflate însă în conflict cu obiectivul principal al băncii centrale, şi anume acela de asigurare a stabilităţii preţurilor. Adoptarea unui regim de urmărire a inflaţiei, prin transparenţa pe care o implică, evită expunerea băncii la astfel de critici şi-i oferă un cadru favorabil pentru întărirea preventivă a politicii monetare, încă înainte de manifestarea vizibilă a presiunilor inflaţioniste.

Regimul de urmărire a inflaţiei reprezintă un cadru al politicii monetare care poate conduce la creşterea înţelegerii de către public a mecanismelor promovate de autoritatea monetară, la sporirea performanţelor politicii monetare în reducerea inflaţiei şi a credibilităţii băncii centrale. Potrivit opiniei lui Green (1996)1, anunţa-rea obiectivului de inflaţie nu este suficientă pentru a elimina tendinţele inflaţionis-te ale politicii monetare şi, prin urmare, pentru a întări credibilitatea autorităţii mo-netare, dacă banca centrală nu comunică simultan şi o ţintă pentru PIB în concor-danţă cu nivelul inflaţiei.

1 J. Green, Inflation Targeting: Theory and Policy Implications, IMF Staff Papers, vol. 43, Dec.

1996.


69

Adoptarea unui regim de urmărire a inflaţiei presupune existenţa următoa-relor precondiţii:

independenţa băncii centrale, care să permită eliberarea politicii mone-tare de dominanţa fiscală şi alegerea instrumentelor de politică monetară adecvate atingerii ratei ţintite a inflaţiei;

statuarea asigurării stabilităţii preţurilor ca obiectiv unic sau prioritar al po-liticii monetare, fie pe cale legislativă, fie prin angajamentul public al autori-tăţii monetare (Stanley Fischer1 plasează acest obiectiv unic chiar la nivelul politicilor macroeconomice); în cazul unui conflict între diversele obiective ale politicii monetare (cursul de schimb sau şomajul), ţinta de inflaţie este necesar a fi elementul care dictează răspunsul politicii monetare;

transparenţa crescândă a politicii monetare, prin comunicarea către pu-blic şi piaţă a planurilor, obiectivelor şi deciziilor de politică monetară, pu-blicarea periodică a unor rapoarte care să conţină informaţii despre in-flaţia la momentul respectiv şi perspectivele asupra inflaţiei;

asumarea responsabilităţii băncii centrale pentru atingerea obiectivului de inflaţie.

Dincolo de aceste coordonate de natură teoretică şi instituţională, banca centrală poate adopta un regim de inflation targeting după parcurgerea unor etape tehnice preliminare, respectiv:

− stabilirea explicită a unei ţinte cantitative care urmează să fie atinsă de-a lungul unui interval de timp, cel mai adesea un an; aceasta implică asi-gurarea condiţiilor unei predictibilităţi sporite a ţintei cantitative a inflaţiei;

− alegerea unei metodologii de prognoză a inflaţiei;

− implementarea unor proceduri operative anticipative şi corective prin in-termediul instrumentelor de politică monetară disponibile, proceduri ale-se în funcţie de dimensiunea prognozată a presiunilor inflaţioniste şi ni-velul stabilit al obiectivului.

Aceasta presupune: cunoaşterea modului în care impulsul monetar afectea-ză principalele variabile macroeconomice şi a eficienţei diferitelor instrumente de politică monetară aflate la dispoziţia băncii centrale; utilizarea în prognoze a unor informaţii de natură strategică care să cuprindă nu doar variabile monetare (cum ar fi cursul de schimb şi agregatele monetare), ci şi de altă natură (producţia, indicatori ai pieţei de capital şi ai pieţei forţei de muncă).

Aceste coordonate ale urmăririi directe a inflaţiei implică optimizarea com-portamentului, în sensul echilibrului dintre credibilitate/transparenţă şi flexibilitate2.

1 Stanley Fischer, Conference of Implementing Inflation Targeting, IMF, March, 2000. 2 Transparenţa reprezintă comunicarea în timp real către public a obiectivelor, planurilor, tactici-

lor єi acţiunilor politicii monetare. Flexibilitatea presupune capacitatea băncii centrale de a re-acţiona eficient la evoluţiile macroeconomice pe termen scurt în baza constrвngerilor impuse de regimul de inflation targeting.


70

Astfel, menţinerea credibilităţii pe termen lung diminuează flexibilitatea pe termen scurt a politicii monetare.

3.5. Impedimente în aplicarea urmăririi directe a inflaţiei Lipsa disciplinei fiscale în contextul unei strategii de urmărire a inflaţiei poa-

te conduce pe termen lung la deficite bugetare largi, situaţie în care se recurge la finanţarea acestora sau la acutizarea datoriei publice prin deprecierea puternică a cursului de schimb, determinând renunţarea la regimul de inflation targeting. Prin urmare, cerinţele preliminare aplicării regimului de urmărire a inflaţiei sunt consoli-darea disciplinei fiscale şi absenţa dominanţei fiscale. Analizele pentru România relevă prezenţa semnelor dominanţei fiscale sub forma cea mai simplă şi obişnui-tă care este seignorage-ul, care provine din capacitatea redusă a guvernului de a atrage venituri din surse considerate convenţionale. Veniturile din seignorage-ul total au scăzut, în termeni reali de la 6,9% în anul 1992 la 1,5% în anul 19961, cu o evoluţie fluctuantă după această dată, cu un nivel de 4,7% în 1998 şi de circa 3% în primul semestru al acestui an. Acapararea pieţelor financiare este, de ase-menea, un semn de dominanţă fiscală ce se manifestă prin plafonarea ratei do-bânzii, rezerve minime obligatorii ridicate (30% în 1999-2000, printre cele mai ridi-cate din ţările în tranziţie), politici de creditare sectorială (creditele preferenţiale pentru agricultură şi energie din perioada 1994-1996) şi fenomenul de evicţiune, manifestat prin plasamente obligatorii în contul datoriei publice, fenomene care au constituit şi încă mai constituie o prezenţă puternică în economia românească.

Dominanţa fiscală şi infrastructura incipientă a pieţelor financiare constrâng în mod sever independenţa politicii monetare. Aceasta depinde în mod definitoriu de regimul cursului de schimb şi de mobilitatea capitalului. Subordonarea ce-lorlalte politici macro obiectivului de inflaţie şi stabilirea metodologiei de prognoză a inflaţiei sunt două condiţii dificil de îndeplinit în contextul în care stabilitatea cursului de schimb ar rămâne obiectivul implicit al politicii monetare.

Un aspect suplimentar ce poate ridica serioase probleme strategiei de ur-mărire directă a inflaţiei este gradul de dolarizare ce caracterizează piaţa internă, grad extrem de ridicat în economiile în tranziţie şi în special în România. Astfel, depozitele în valută s-au dublat în perioada 1994-1999, pentru ca în decembrie 2000 să reprezinte circa jumătate din masa monetară. Tendinţa de creştere a con-tinuat şi pe parcursul anului curent, astfel că în luna august 2001 depozitele în va-lută au ajuns să reprezinte circa 58% din masa monetară - agregatul M2. Flexibi-litatea cursului de schimb nominal este o cerinţă a regimului de urmărire a inflaţiei. Deprecierea abruptă poate determina creşterea poverii datoriei denominate în dolari şi poate produce deteriorarea masivă a echilibrului balanţei comerciale, aşa cum s-a şi întâmplat. De aceea implementarea inflation targeting în economii par-ţial dolarizate nu este indicată în lipsa unor reglementări prudenţiale sau a supra-vegherii stricte a instituţiilor financiare capabile să asigure sistemului condiţiile necesare pentru a face faţă şocurilor cursului de schimb.

1 Lucian Liviu Albu, Elena Pelinescu, Sustenability of the Public Debt and Budget Deficit in

Economic Transition in Romania, Past, Present, Future, Bucharest, Romania, 1999, p. 76-77.


71

În condiţiile promovării unei politici monetare acomodative pentru stăvilirea inflaţiei cronic ridicate (30-40 la sută anual) şi a corectării pe termen scurt a şo-curilor induse de creşterile neprevăzute ale unor categorii de preţuri, este esenţial controlul unei inflaţii submoderate pe perioade de timp mai lungi, cu largul sprijin al unui pachet de măsuri de politică economică, care presupune reducerea deficitului bugetar, sistarea finanţării operaţiunilor guvernamentale de către banca centrală şi urmărirea unuia sau mai multor indicatori care să acţioneze ca ancore împotriva aşteptărilor inflaţioniste.

Controlul inflaţiei este dependent de formarea aşteptărilor inflaţioniste, care în ţările cu pieţe în formare se află sub incidenţa preţurilor administrate de guvern. Din această perspectivă, există fie alternativa unei coordonări ridicate între autorităţile monetară şi fiscală, din punctul de vedere al cadrului temporar şi al dimensionării modificărilor viitoare în preţurile administrate, fie excluderea din indicele preţurilor considerat ţintă a preţurilor controlate.

Urmărirea inflaţiei pe termen mediu este mai mult o problemă de consens, în sensul acţiunii pentru evitarea coexistenţei mai multor obiective în sarcina politicii monetare. Este de aceea de aşteptat ca, prin caracterul său arbitrar, acest consens să nu reprezinte un catalizator al acordului privind viteza de convergenţă a inflaţiei către obiectivul stabilit.

Problema alegerii indicelui relevant pentru urmărirea directă a inflaţiei este, de asemenea, una reală; şocurile din partea ofertei sunt adesea de natură a accentua volatilitatea unor componente ale inflaţiei de bază, pe care în mod normal se bazează deciziile de politică monetară. Preţurile administrate sau controlate reprezintă componente importante ale indicilor agregaţi ai preţurilor şi sunt “responsabile” pentru comportamentul pe termen scurt al inflaţiei. Se impune de aceea o coordonare sporită a politicilor monetară şi fiscală, atâta vreme cât anumite preţuri nu sunt stabilite pe piaţă.

În concluzie, se poate considera că în prezent aplicarea ancorei monetare ca strategie antiinflaţionistă este mult mai facilă din punct de vedere al comunicării sale, ceea ce asigură transparenţa politicii monetare. În perspectivă, pe măsură ce condiţiile macroeconomice vor permite, este posibilă luarea în considerare a strategiei antiinflaţioniste bazate pe urmărirea inflaţiei. De altfel, în Programul de preaderare a României se are în vedere un asemenea demers după anul 2002 dacă condiţiile menţionate anterior vor fi îndeplinite.

Bibliografie

Bernanke, S. Ben; Laubach, Thomas; Mishkin, Frederic S.; Posen, Adam S. (1999): Inflation Targeting – Lessons from the International Experience, Princeton University Press, Chicester - West Sussex.

Debelle, Guy (1997): Inflation Targeting in Practice, IMF Research Department Paper, No. 35 (Washington, International Monetary Fund).


72

Debelle, Guy; Masson, Paul; Savastano, Miguel; Sharma, Sunil (1998): Inflation Targeting as a Framework for Monetary Policy, IMF Staff Papers-Economic Issues, No.15 (Washington, International Monetary Fund).

Masson, R. Paul; Savastano, Miguel A.; Sharma, Sunil (1998): “Can Inflation Targeting Be a Framework for Monetary Policy in Developing Countries?”, articol publicat în Finance & Development, pe baza IMF Working Paper, 97/130, “The Scope for Inflation Targeting in Developing Countries”.

Mishkin, S. Frederic (2000): Inflation Targeting in Emerging Market Countries, NBER Working Paper, No. 7618 (Cambridge, Massachusetts, National Bureau of Economic Research).

Peeters, H.M.M. (2000): Achieving Price Stability in the Euro Area: Monetary or Inflation Targeting?, De Nederlandsche Bank, Economic Research and Special Studies Department.

Svenson, E.O. Lars (1998): Open Economy Inflation Targeting, NBER Working Paper, No. 6545 (Cambridge, Massachusetts, National Bureau of Economic Research).


73

Anexa 3.1

Evoluţia indicilor preţurilor bunurilor de consum în perioada 1985-2000 în ţările Uniunii Europene şi unele ţări în tranziţie (medii anuale,

modificări procentuale faţă de anul anterior)

1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Franţa 5,8 2,7 3,1 2,7 3,6 3,3 3,2 2,4 2,1 1,7 1,7 2,0 1,2 0,7 0,5 1,5 Germania a) 2,2 -0,2 0,3 1,2 2,8 2,7 3,6 5,1 4,5 2,7 1,8 1,5 1,8 0,9 0,6 1,9 Italia 9,2 5,8 4,8 5,1 6,3 6,5 6,3 5,3 4,6 4,1 5,2 3,9 1,7 1,8 2,2 2,5 Austria 3,2 1,7 1,4 2,0 2,5 3,2 3,4 4,0 3,7 3,0 2,2 1,9 1,3 0,9 0,6 2,3 Belgia 4,9 1,3 1,5 1,1 3,2 3,4 3,2 2,4 2,8 2,4 1,5 2,0 1,6 1,0 1,1 2,6 Finlanda 5,9 2,9 4,1 5,1 6,6 6,2 4,3 3,0 2,1 1,1 1,0 0,6 1,2 1,4 1,2 3,4 Grecia 19,3 23,0 16,4 13,5 13,7 20,4 19,5 15,9 14,4 10,7 8,8 8,3 5,5 4,8 2,6 3,1 Irlanda 5,4 3,8 3,1 2,1 4,1 3,3 3,2 3,1 1,4 2,4 2,5 1,7 1,4 2,4 1,6 5,6 Luxemburg 4,1 0,3 -0,1 1,4 3,4 3,3 3,1 3,2 3,6 2,2 1,9 1,3 1,4 1,0 1,0 3,1 Olanda 2,3 0,2 -0,8 0,7 1,1 2,5 3,1 3,2 2,6 2,7 2,0 2,0 2,2 2,0 2,2 2,6 Portugalia 19,6 11,8 9,4 9,7 12,6 13,4 10,5 9,5 6,7 5,4 4,2 3,1 2,3 2,8 2,3 2,9 Spania 8,8 8,8 5,2 4,8 6,9 6,7 5,9 5,9 4,6 4,8 4,6 3,6 2,0 1,8 2,3 3,4 Spaţiul euro b) 5,8 3,7 3,1 3,3 4,6 4,8 4,9 4,8 4,1 3,3 3,0 2,6 1,8 1,4 1,3 2,3 Regatul Unit 6,1 3,4 4,1 4,9 7,8 9,5 5,9 3,7 1,6 2,4 3,5 2,4 3,1 3,4 1,5 3,0 Danemarca 4,7 3,6 4,0 4,6 4,8 2,7 2,4 2,1 1,3 2,0 2,1 2,0 2,2 1,9 2,5 3,0 Suedia 7,4 4,2 4,2 5,8 6,5 10,4 9,4 2,2 4,7 2,2 2,5 0,5 0,5 -0,1 0,4 1,0 UE c) 6,1 3,7 3,3 3,6 5,2 5,6 5,1 4,5 3,7 3,1 3,1 2,5 2,0 1,7 1,3 2,4 România 0,8 1,0 0,9 2,2 1,1 5,1 170,2 210,4 256,1 136,7 32,3 38,8 154,8 59,1 45,8 45,7 Republica Cehă

na na

na

na

na 9,9 56,7 11,1 20,8 10,0 9,1 8,9

8,4

10,6

2,1

3,9

Ungaria na na na na na 28,9 35,0 23,0 22,6 19,1 28,5 23,6 18,4 14,2 10,1 9,9 Polonia na na na na na 585,8 70,3 45,3 36,9 33,2 28,1 19,8 15,1 11,7 7,4 10,2

Sursa: Statisticile naţionale; Appendix Table A11, Economic Survey for Europe, nr. 2/4 2000 şi 1/2001, p. 159 şi respectiv 253.

Notă: Toate agregatele exclud Israelul şi Turcia. Rata de creştere a agregatelor regionale a fost calculată ca o medie ponderată a ratelor individuale ale ţărilor. Ponderarea s-a realizat prin utilizarea cheltuielilor din consumul final privat transformat din moneda naţională în dolari, pe baza parităţii puterii de cumpărare din 1996.


74

Anexa 3.2

Metodologia modificării preţurilor administrate (Exemplificare pe lunile august-noiembrie 1997)

August Septembrie Octombrie Noiembrie Energie electrică

Preţ nemodificat, calculat la cursul de 7.300 lei/$.

Creştere cu 5,5%, repre-zentând raportul dintre cursul de 7.7601 lei/$ şi cursul vechi de 7.300 lei/$.

Energie termică

Preţ nemodificat2, calculat la cursul de 7.300 lei/$.

Creştere cu 5,5%, repre-zentând raportul dintre cursul de 7.760 lei/$ şi cursul vechi, de 7.300 lei/$. La această creştere ar trebui să se adauge o creştere cu circa 30% re-zultată din analiza costuri-lor distribuitorilor. Creşterea aprobată pentru populaţie este de max. 29% (de la 62.000 lei/Gcal la 80.000 lei/Gcal.) pentru menţine-rea aproximativ în limitele actuale a subvenţiei nedife-renţiate. Consumul pe peri-oada de iarnă este mult mai mare faţă de perioada de vară, ceea ce conduce la o creştere substanţială a cheltuielilor cu întreţinerea.

Apă potabilă şi canalizare

Preţul a crescut cu 6,69%, reprezen-tând creşterea indi-celui preţurilor de consum din perioa-da aprilie-iunie.

Creştere cu 7,66%, repre-zentând indicele mediu de creştere a preţurilor de con-sum pe perioada iulie-septembrie 1997.

Transport pe CFR: - mărfuri

Preţul a crescut cu 6,69%, reprezen-tând majorarea indi-celui preţurilor de consum din perioa-da aprilie-iunie.

Majorare cu 3% pe baza analizei de cost realizată de regie cu Ofi-ciul Concurenţei.

Creştere cu 7,66%, repre-zentând indicele mediu de creştere a preţurilor de consum pe perioada iulie-septembrie 1997. La aceasta se va adăuga încă o majorare cu 3% rezultată din analizele de cost.

1 Conform metodologiei stabilite cu Banca Mondialã, din momentul în care cursul de schimb a

crescut cu mai mult de 5%, se calculează media cursului pe ultimele 20 de zile єi se alege cursul cel mai apropiat de această medie ca bază de calcul pentru noul preţ. în luna octombrie creєterea cursului a fost de 5,5%, ceea ce a determinat ajustarea preţului începвnd cu 1 noiembrie.

2 Deoarece preţul extern al energiei termice a ajuns la 18$/Gcal, începвnd cu 1 mai preţul ener-giei termice s-a majorat cu un coeficient egal cu raportul dintre 18 ºi 12$/Gcal (preþ nou/preţ vechi).


75

August Septembrie Octombrie Noiembrie Transport pe CFR: -călători

Preţul a crescut cu 6,69%, reprezen-tând majorarea indi-celui preţurilor de consum din perioa-da aprilie-iunie. În plus, în urma anali-zei de costuri reali-zate la solicitarea regiei, s-a mai acor-dat o creştere cu 8,31%, astfel încât coeficientul final a fost de 15%.

Majorare cu 7% pe baza analizei de cost realizată de regie cu Ofi-ciul Concurenţei.

Creştere cu 7,66%, repre-zentând indicele mediu de creştere a preţurilor de con-sum pe perioada iulie-septembrie 1997. La a-ceasta se adaugă o creş-tere cu 7% rezultată din analizele de cost.

Transport urban

Preţul a crescut cu 6,69%, reprezen-tând majorarea indi-celui preţurilor de consum din perioa-da aprilie-iunie. În CPI s-a regăsit mai puţin, întrucât timp de 3 zile au fost va-labile bilete cu pre-ţurile vechi.

Cu 1.10. 1997 s-au majorat tari-fele la metrou, pe baza analizei de cost, cu 28,3% (creşterea are în vedere refacerea infrastructurii, re-paraţiile şi elimi-narea pierderilor acumulate)

Creştere cu 7,66%, repre-zentând indicele mediu de creştere a preţurilor de con-sum pe perioada iulie-septembrie 1997. La a-ceasta se va mai adăuga o creştere pentru refacerea infrastructurii.

Masă lemnoasă

Preţul a crescut cu 6,69%, reprezen-tând majorarea indi-celui preţurilor de consum din perioa-da aprilie-iunie.

Poştă şi telefonie internă

Preţ modificat cu un coeficient de 7,45%, reprezen-tând creşterea in-dicelui preţurilor de consum din perioada mai-iu-lie. Ajustarea se face trimestrial.

Poştă şi telefonie interna-ţională

Creştere cu 6,45%, repre-zentând raportul dintre cursul de schimb nou şi cursul vechi.

Creştere cu 8,57% a tarife-lor la serviciile poştale in-ternaţionale.

Medicamen-te de uz uman din producţie proprie

Creştere cu 7,66%, repre-zentând creşterea indicilor preţurilor de consum pe lunile iulie-septembrie.

Benzină şi motorină

S-a liberalizat cu 1.10.1997

Gaz natural pentru populaţie

S-a majorat preţul de la 62.000 lei/Gcal la 80.000 lei/Gcal, deci o creştere cu 29%.


76

Anexa 3.3

Evoluţia indicilor preţurilor de producţie în perioada 1990-2000 în ţările din estul Europei, ţările baltice şi ale CSI

(medii anuale, modificări procentuale faţă de anul anterior)

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Bosnia şi Herţegovina

129,5

68034,

0 9254,5 1203,3 42,7 -5,3 4,5

3,4

3,9

-0,2

Bulgaria 14,7 296,4 56,1 28,3 75,7 53,4 137,7 948,8 16,9 3,3 .. Croaţia a) 455,3 146,3 825,2 1512,4 77,6 0,7 1,4 2,3 -1,2 2,6 9,7 Republica Cehă

2,5

70,3

10,0 9,2 5,3 7,6 4,8 4,9

4,9

1,0

4,9

Ungaria 22,0 32,6 12,3 10,8 11,3 28,9 21,8 20,4 11,3 5,1 11,7 Polonia 622,4 40,9 34,5 31,9 25,3 25,4 12,4 12,2 7,3 5,7 … România 26,9 220,1 184,8 165,0 140,5 35,1 49,9 152,7 32,2 42,2 51,6 Slovacia 5,2 68,9 5,3 17,2 10,0 9,0 4,1 4,5 3,3 3,8 9,8 Slovenia 390,4 124,1 215,7 21,6 17,7 12,8 6,8 6,1 6,0 2,1 … Republica Macedonia a)

394,0

112,0

2198,2 258,3 88,9 4,7 -0,3 4,2

4,0

-0,1

…

Iugoslavia 468,0 124,0 8993,0 ... ... 57,7 90,1 19,5 25,5 44,2 … Estonia 19,3 208,4 1208,0 75,2 36,3 25,6 14,8 8,8 4,2 -1,2 4,9 Letonia … 192,0 1310,0 117,1 16,9 11,9 13,7 4,1 1,9 -4,0 0,6 Lituania … 148,2 1510,0 391,7 44,8 28,3 17,2 6,0 -3,9 3,0 18,0 Armenia … 120,0 947,0 892,0 4714,0 275,0 22,4 19,0 13,4 2,3 0,8 Azerbaidjan … 179,5 7453,6 1974,0 3779,0 384,9 67,7 11,4 -12,4 -9,3 25,0 Belarus 2,1 151,1 1939,2 1536,3 2171,6 461,5 33,6 88,0 72,0 355,8 186 Georgia ... ... ... ... ... ... ... ... 2,3 15,7 6,0 Kazahstan … 193,0 2465,1 1042,8 2920,4 139,8 23,8 15,5 0,8 18,8 38,0 Kirghizstan … 160,0 1664,0 831,0 228,0 43,0 32,0 30,0 9,0 54,0 32,0 Republica Moldova

…

130,0

1210,9 1078,5 893,7 53,7 32,2 20,0

9,7

44,0

28,0

Federaţia Rusă

3,9

240,0

3280,0 900,0 230,0 170,0 25,6 7,5

23,2

67,3

31,6

Tadjikistan … 163,0 1316,5 1080,0 327,8 276,1 255,2 77,5 30,2 43,6 44,0 Turkmenistan … 211,0 994,0 1610,0 911,0 893,8 2391,8 261,0 -30,5 … … Ucraina … … 2491,7 4698,3 1134,5 488,9 52,0 7,7 13,0 31,1 21,0 Uzbekistan … 147,0 1296,0 1119,0 1066,0 834,0 133,0 54,0 41,0 38,0 60,9

Sursa: UN/ECE - date din statisticile naţionale. Notă: Din 1994, indicii au fost calculaţi pe baza datelor lunare, cu unele excepţii: Bosnia şi Her-

ţegovina, Republica Cehă, Polonia, fostele state din Iugoslavia, Republica Macedonia (din 1992), Ungaria, România, Slovacia, Slovenia (din 1993), Turkmenistan, Iugoslavia (din 1995).

a) indicele vânzărilor cu amănuntul.

4. MODELAREA SUSTENABILITĂŢII DATORIEI PUBLICE ÎN CONDIŢIILE

ADERĂRII LA UE Prof. dr. Lucian-Liviu ALBU,

dr. Elena PELINESCU, Institutul de Prognoză Economică

4.1. Introducere În condiţiile noi ale accelerării procesului de negociere a aşa-numitelor

dosare ale aderării, economia românească se confruntă cu numeroase probleme. Printre acestea, problema asigurării sustenabilităţii datoriei publice ocupă un loc central, implicaţiile sale extinzându-se practic în toate domeniile ce ţin de dinamica economiei naţionale.

Dacă la începutul perioadei de tranziţie, în anul 1990, datoria publică în România era nesemnificativă, în următorii ani procesul său de acumulare s-a accelerat. La nivelul ultimilor ani, datoria publică internă împreună cu datoria externă a ţării au ajuns deja la ponderi situate în vecinătatea pragului de 40% din produsul intern brut. Deşi continuă să fie mai mic decât gradul de îndatorare înre-gistrat de alte economii naţionale europene, ceea ce îngrijorează este tendinţa sa de creştere, în condiţiile în care managementul politicii macroeconomice s-a dove-dit adesea a fi nu tocmai performant. Cu deosebire în ultima vreme, sub impactul acţiunilor întreprinse de autorităţi în vederea aderării la NATO şi Uniunea Euro-peană, al acordurilor cu organismele internaţionale finanţatoare, îndeosebi cele cu Fondul Monetar Internaţional şi Banca Mondială, se pune tot mai acut problema sustenabilităţii datoriei publice şi a deficitelor bugetare. Dificultăţile majore legate de gestionarea deficitelor provin din slaba performanţă a economiei româneşti, dublată de problemele complexe ale reformei şi restructurării economice, precum şi de accesul tot mai restricţionat la resurse financiare externe, pe o piaţă actualmente deosebit de tensionată.

Lucrarea de faţă încearcă să dea câteva explicaţii asupra mecanismelor care guvernează acumularea datoriei publice. În particular, se încearcă: a) iden-tificarea unora dintre implicaţiile mai importante ale deficitelor sectorului public asupra dinamicii principalilor indicatori macroeconomici; b) cuantificarea factorilor cu impact asupra nivelului sustenabilităţii şi c) stabilirea parametrilor fundamentali pentru eventualele acţiuni de stopare a procesului acumulării datoriei, precum şi a orizontului de timp în care aceasta ar fi posibilă. În acest sens, au fost selectate câteva ipoteze plauzibile din punctul de vedere al teoriei economice şi s-au realizat câteva simulări în dinamică.


78

4.2. Dinamica datoriei publice după anul 1989 Tranziţia la economia de piaţă a însemnat pentru România, ca şi pentru

celelalte state est-europene înscrise în acest proces, ample eforturi de stabilizare macroeconomică, de eliminare a gravelor dezechilibre acumulate în anii anteriori, ceea ce a antrenat deficite continue de cont curent şi ale bugetului consolidat. În condiţiile unor resurse interne insuficiente, acoperirea acestor deficite s-a realizat în mare parte prin apelarea la împrumuturi externe, ceea ce a contribuit la adâncirea gradului de îndatorare al ţării. Spre deosebire de celelalte ţări foste comuniste, care au demarat procesul tranziţiei cu un volum apreciabil al datoriei publice, în principal externe, România s-a înscris în acest proces fără a avea o asemenea povară. Politica severă de rambursare a datoriilor externe din perioada anilor ’80 s-a materializat în reducerea acestora până un nivel de doar 0,3% din produsul intern brut la sfârşitul anului 1989, în condiţiile unui surplus al bugetului de stat. Astfel, la nivelul anului 1990, în vreme ce România avea o datorie externă de numai 230 milioane de dolari, Polonia deţinea de departe recordul îndatorării, cu un volum de aproape 50 miliarde de dolari, urmată de Ungaria cu 21,3 miliarde de dolari, Bulgaria cu 10,9 miliarde de dolari, Cehia cu 6,4 miliarde de dolari şi Slovacia cu 2 miliarde de dolari, aşa cum rezultă din figura 4.1.

Figura 4.1 Datoria externă pe ţări (milioane dolari SUA)

0 10000 20000 30000 40000 50000 60000

AlbaniaBulgarria

Croatia Cehia

UngariaPolonia

RomaniaSlovacia

1990 1999

Sursa: Date de la Banca Mondială.

Susţinând eforturile de restructurare, datoria României a crescut aproape exponenţial, astfel că la sfârşitul anului 2000 datoria externă pe termen mediu şi lung a ajuns la 9.863,4 milioane de dolari SUA (10.722 milioane de dolari SUA la sfârşitul lunii iunie 2001). Datoria publică şi public garantată reprezenta 6.883 mili-oane de dolari SUA din acest total, în timp ce datoria pe termen scurt a scăzut de circa 3 ori, ajungând la circa 362 milioane de dolari. La aceasta se adaugă o da-torie internă de circa 2.855 milioane de dolari (transformată cu cursul de schimb la sfârşitul perioadei) – vezi figura 4.2.

Slovacia

România

Polonia

Ungaria

Cehia

Croaţia

Bulgaria

Albania


79

Figura 4.2 Dinamica datoriei în perioada 1989-2000

0

2000

4000

6000

8000

10000

1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000

Datoria externa pe termen mediu si lung a Romaniei mil.$Datoria externa pe termen scurt a Romaniei mil.$Datoria publica interna- mil$

Sursa: Date CESTAT şi din Buletinele lunare ale BNR, anexele statistice la Raportul anual pe

2000 al BNR.

După creşterea accelerată din perioada 1990-1996, datoria externă publică şi public garantată pe termen mediu şi lung şi-a încetinit ritmul de creştere, volumul înregistrat la sfârşitul anului 2000 devansând cu doar 1,9 miliarde de dolari SUA nivelul atins în anul 1996. Ritmul redus de acumulare a datoriei externe totale după 1997 şi modificările structurale ale acesteia s-au datorat în principal următoarelor cauze: i) deteriorarea performanţelor economiei româneşti, sancţionată şi de agenţiile de rating; ii) rating de ţară nesatisfăcător, ce a antrenat pierderea încrederii investitorilor străini (accentuată şi de declanşarea crizelor din Asia de Sud-Est şi Rusia) şi a limitat accesul la finanţarea externă; iii) perspectiva unor plăţi mari în contul datoriei externe (răscumpărarea obligaţiunilor EURO-BOND şi SAMURAI I, obligaţiile de plăţi de capital şi dobânzi în contul datoriei publice externe s-au ridicat în anul 1999 la circa 1,5 miliarde de dolari) a pus sub semnul întrebării capacitatea ţării de a face faţă acestor plăţi; iv) includerea României în grupul ţărilor ce urmau să experimenteze noul concept de ”burden-sharing”, care ar fi însemnat reeşalonarea datoriei faţă de creditorii privaţi; v) îmbunătăţirea managementului datoriei şi vi) folosirea extensivă a resurselor interne pentru finanţarea deficitelor.

Modificările în dinamica datoriei externe relevă o tendinţă de scădere a datoriei pe termen scurt, fapt ce demonstrează o îmbunătăţire a managementului datoriei în favoarea celei pe termen mediu şi lung.

Analiza în structură a datoriei României relevă faptul că datoria externă deţine ponderea semnificativă în totalul datoriei, situaţie diferită de ţările dez-voltate, unde datoria internă este preponderentă. Volumul total al datoriei externe

Datoria externă pe termen mediu şi lung a României, mil. $

Datoria externă pe termen scurt a României, mil. $

Datoria publică internă, mil. $


80

şi-a mărit ponderea în produsul intern brut de la 4,6% în anul 1990 la circa 24% la sfârşitul anului 1992, la 30,9% la sfârşitul anului 1996 şi la 33,3% la jumătatea anului 2001 (calculele s-au realizat pe baza cursurilor de schimb de la sfârşitul perioadelor considerate) şi pe fundalul unor modificări structurale importante - vezi figura 4.3. Astfel, pe parcursul perioadei celor 12 ani, în vreme ce ponderea în produsul intern brut a angajamentelor externe pe termen scurt a fluctuat într-un interval restrâns, între un maxim de 7,9% în anul 1991 şi un minim de 1,2% în anul 2000, datoria externă publică şi public garantată pe termen mediu şi lung a crescut continuu, cu excepţia reculului din anul 1999, când s-au efectuat plăţi masive în contul datoriei ce au condus la o scădere în volum. Ponderea în PIB a datoriei publice şi public garantate pe termen mediu şi lung s-a majorat de la 0,9% în anul 1990 la 18,9% în anul 1992, la 26,7% la sfârşitul anului 1996 şi la 32,1% la jumătatea anului 2001.

Figura 4.3 Ponderea datoriei în produsul intern brut în perioada 1989-2000

0.0

5.0

10.0

15.0

20.0

25.0

30.0

35.0

40.0

45.0

50.0

1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000

Datoria totala (inclusiv pe termen scurt) Datoria externa Datoria interna

Sursa: Date CESTAT, Buletinele lunare ale BNR şi anexele statistice din Raportul anual pe anul 2000, BNR.

În structura datoriei externe, datoria publică şi public garantată pe termen mediu şi lung este dominantă (peste 70%) în prima jumătate a intervalului analizat (excepţie fac anii 1990-1992) datorită agravării dezechilibrelor economice, insuficienţei resurselor interne de acoperire a acestora şi procesului lent de constituire a proprietăţii private în sectorul real. Anul 1995 s-a distins ca un punct de inflexiune în evoluţia datoriei publice şi public garantate, marcând nu numai atingerea unui maxim (circa 78%), ci şi înscrierea pe o traiectorie descendentă (până la 67%, la sfârşitul anului 2000).

Organismele financiare internaţionale au fost principalii creditori ai României în primii şase ani ai tranziţiei, ponderea deţinută de fondurile provenite de la acestea acoperind peste 80% din totalul finanţărilor multilaterale. După 1995, pe fondul accelerării proceselor de privatizare şi al refacerii credibilităţii, România a

Datoria totală (inclusiv pe termen scurt) Datoria externă Datoria internă


81

intrat pe piaţa internaţională de capital, asigurându-şi resursele necesare finanţării programelor de macrostabilizare prin împrumuturi consorţiale şi emisiuni de obligaţiuni, ponderea acestora în totalul datoriei externe pe termen mediu şi lung sporind de la 0,8% în anul 1995 la 16,8% în iunie 2001.

Contractarea de angajamente externe garantate public a reprezentat o treaptă inevitabilă pentru câştigarea încrederii pieţei financiare internaţionale şi crearea unor legături directe. Expansiunea acestor angajamente a introdus însă elemente ale hazardului moral, întrucât, prin garantarea lor de câtre stat, în fapt s-au trecut la sectorul public eventualele pierderi, în condiţiile în care profiturile realizate au rămas private. Astfel, nu este de mirare că volumul acestor credite a sporit de peste 7 ori în intervalul 1992-2001, respectiv de la 309 milioane de dolari în anul 1992 la 2.240 milioane de dolari la sfârşitul anului 2000, aşa cum rezultă din datele tabelului din anexa 4.1.

În ultimii ani se constată totuşi că şi acumularea datoriei publice interne devine o sursă tot mai importantă de acoperire a deficitelor. Ponderea datoriei interne în PIB a evoluat de la un minim de 2,1% în anul 1993 la un maxim de 12,1% în anul 1999, când s-a încheiat practic procesul de preluare la datoria publică a costurilor restructurării şi de asanare a sistemului bancar, scăzând apoi la 9,3% la sfârşitul anului 2000, aşa cum rezultă din figura 4.3.

Datoria comercială negarantată (privată) şi-a făcut cu dificultate loc în struc-tura datoriei externe, acumulându-se pe măsura întăririi şi consolidării proprietăţii private şi a demonstrării capacităţii de rambursare a creditelor. Volumul acesteia s-a majorat în perioada 1992-2000 de la 116 milioane de dolari la circa 3 miliarde de dolari, astfel că ponderea în datoria externă totală s-a majorat în aceeaşi perioadă de la 5,6% la peste 29%.

Acumularea datoriilor sectorului public şi deschiderea culoarului pentru di-versificarea căilor de atragere a fondurilor necesare acoperirii dezechilibrelor in-terne şi externe ale economiei româneşti au adus în prim-plan problema realizării unei strategii coerente de îndatorare care să asigure, pe de o parte, sustenabi-litatea datoriei externe, iar pe de altă parte, un management eficient al datoriei.

Înrăutăţirea indicatorilor sustenabilităţii, în corelaţie cu diminuarea resurselor de acumulare, a ratelor de economisire şi de investire, la care se adaugă faptul că mai mult de 90% din datoria brută este finanţată extern, demonstrează fragilitatea economiei naţionale, gradul înalt în care depinde de sursele externe de finanţare. În aceste condiţii, problema sustenabilităţii ar trebui să dea serios de gândit celor cu impact asupra deciziilor de politică macroeconomică şi în special guvernanţilor.

4.3. Parametrii ecuaţiei dinamicii datoriei publice Pentru cuantificarea dinamicii datoriei publice, cel mai adesea se porneşte

de la binecunoscuta relaţie de definiţie a constrângerii bugetare. Astfel, modi-ficarea datoriei sectorului public D, între două perioade succesive (ani) t şi t -1, este dată de următoarea egalitate:


82

D t – D t –1 = i t D t –1 + Π t + a t D t –1 – ∆B t (1)

unde: i – rata medie a dobânzii nominale aferentă datoriei sectorului public; Π – deficitul primar (fără dobânzi plătite); a – efectul reevaluării asupra datoriei existente (în România, acesta este în

întregime datorat deprecierii ratei de schimb efective a leului); ∆B – finanţarea directă a bugetului de la banca centrală [1].

Având în vedere datele statistice primare disponibile, am utilizat pentru esti-marea dinamicii datoriei sectorului public D datoria publică brută (excluzând da-toria publică garantată), iar pe ∆B l-am obţinut ca diferenţă între suma primelor trei componente ale ecuaţiei (1) şi ∆D. În continuare, împărţind ecuaţia (1) la PIB-ul nominal Yt şi efectuând câteva operaţii algebrice, obţinem următoarea relaţie:

d t – d t –1 = ( i t + a t – g t ) [ d t –1 / ( 1 + g t ) ] + π t – b t (2) unde:

dt şi dt–1 – ponderile în PIB ale datoriei sectorului public în doi ani consecu-tivi, t şi, respectiv, t-1;

π – deficitul sectorului public primar ca pondere în PIB; g – ritmul anual al modificării PIB-ului nominal între anii t şi, respectiv, t-1; b – ∆B/Y.

În mod alternativ, putem aproxima rata de creştere nominală g ca sumă a modificării deflatorului PIB, p, şi rata reală de creştere a PIB, q, rescriind ecuaţia (2) după cum urmează:

d t – d t –1 = ( i*t – q t) [ d t –1 / ( 1 + g t ) ] + π t – b t (3)

unde: i* este definit ca o rată medie compozită a dobânzii reale efective a datoriei sectorului public (ea este egală cu rata dobânzii medii reale, i-p, plus efectul de reevaluare, a).

De asemenea, datorită situaţiei specifice a României pentru această peri-oadă, considerăm următoarele două cazuri: 1) – includerea beneficiilor generale ale guvernului şi 2) – excluderea lor. Această situaţie provine din faptul că, pentru perioada actuală şi probabil pentru perioada următorilor ani, venitul din privatizări contribuie, fie direct, fie indirect, la ameliorarea bugetului guvernamental. Pe termen lung însă, acest efect ar trebui exclus din dinamica datoriei publice.

Calculele privind estimarea parametrilor ecuaţiei (3) sunt prezentate sintetic în tabelul 4.1. În coloana 2 a acestui tabel, deficitul primar este ”cash” din bugetul consolidat. În lucrare sunt analizate şi alte variante, prin luarea în considerare a deficitului primar aferent doar bugetului de stat, aşa-numitul buget central, şi, respectiv, a celui aferent aşa-numitului buget general (care include bugetele locale şi asigurările sociale). În general însă, concluziile sunt asemănătoare.


83

Tabelul 4.1

Evoluţia datoriei generale a guvernului raportate la PIB (puncte procentuale)

dt-dt-1 πt (i*t-g*t)dt-1 / 1+gt

bt Discrepanţa (2)+(3)-(4)-(1)

it-pt at i*t qt ∆Mt/Yt

(0) (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) 1990 0,7 -1,0 0,5 -1,2 -0,001 -13,6 301,3 287,7 -5,6 ... 1991 7,9 -3,2 6,6 -4,5 -0,09 -185,9 2047 1861 -12,9 ... 1992 10,2 4,6 5,5 0,5 -0,57 -184,4 347,6 163,1 -8,8 ... 1993 1) -1,8 0,4 -0,9 1,0 +0,19 -207,4 192,4 -15,0 1,5 3,4

2) 0,8 0,3 1994 1) -4,1 1,9 -4,5 1,0 +0,38 -114,4 52,7 -61,7 3,9 3,9

2) 2,5 0,1 1995 1) 1,9 2,6 2,5 3,0 +0,23 -17,5 52,1 34,6 7,1 2,0

2) 3,8 2,5 1996 1) 6,1 3,8 4,7 2,3 +0,18 -25,3 76,6 51,3 3,9 2,9

2) 5,5 2,1 1997 1) 0,2 3,5 1,4 5,5 -0,81 -107,5 116,5 9,0 -6,1 1,1

2) 4,5 3,6 1998 1) 1,9 3,0 3,1 4,6 -0,38 -25,8 42,8 16,9 -4,8 2,3

2) 5,1 2,6 1999 1) 2,3 1,8 8,0 7,6 -0,17 -16,3 63,9 47,6 -2,3 3,1

2) 3,3 2,6 2000 1) -1,0 3,7 3,9 8,5 0,12 -17,6 41,9 24,3 1,6 1,9

2) 5,4 2,6 Total 1) 24,2 21,0 30,7 28,4 -0,9 89-2000 2) 31,2 38,6 Medie 1) 2,2 1,9 2,8 2,6 -0,1 -83,2 303,2 219,9 -2,0 2,63) 90-2000 2) 2,8 3,5 Meide 1) 6,3 0,1 4,2 -1,7 -0,2 -128,0 898,7 770,7 -9,1 ... 1990-92 2) 0,1 -1,7 Medie 1) 0,5 2,2 0,4 1,8 0,2 -91,1 93,4 2,3 4,1 3,1 1993-96 2) 3,1 2,8 Medie 1) 0,8 3,0 4,1 6,6 -0,3 -41,8 66,3 24,5 -2,9 2,1 97-2000 2) 4,6 8,1

1) incluzând beneficiile din privatizare. 2) excluzând beneficiile din privatizare. 3) 1993-2000.

Dintre concluzii, le reţinem pe următoarele:

a) ecuaţia (3) estimează în mod rezonabil evoluţia datoriei guvernamentale raportată la PIB, atât pentru întreaga perioadă 1990-2000, cât şi pe sub-perioade (a se vedea suma ecarturilor şi media lor în coloana 5), cu toate că, anual, diferenţele par a fi în unele cazuri semnificative;

b) principala cauză a creşterii datoriei raportate la PIB este reprezentată de agregatul din coloana 3, care include impactul ratei dobânzii medii reale efective pentru datoria sectorului public (i*) în corelaţie cu rata reală de creştere a PIB (q) şi rata inflaţiei (p), prin intermediul ratei de creştere


84

nominale a PIB (g). De asemenea, de la an la an, influenţe semnificative au fie deficitul (π), fie finanţarea monetară (b);

c) excluderea venitului din privatizare produce un impact major atât pe par-tea deficitului bugetar (π), cât şi, ca efect compensatoriu, pe partea finan-ţării de la banca centrală (b). Acesta ar trebui să fie un semnal important pentru autorităţi, în viitor, atunci când privatizarea anuală se va diminua;

d) se constată, în timp, un proces de relativă convergenţă între dimen-siunea parametrului b şi aceea a modificărilor medii în baza monetară (coloana 10), îndeosebi în cazul excluderii sumelor din privatizare.

4.4. Impactul politicii fiscale Altă determinantă importantă ce apare în ecuaţia (1) este echilibrul fiscal

primar. În general, deficitele primare mari reflectă situaţia din spatele acumulării datoriei publice şi se află în corelaţie directă cu evoluţia deficitelor convenţionale.

Analiza situaţiei financiare şi a structurii datoriei publice pe ansamblul peri-oadei 1990-iunie 2001 constituie un prim pas spre găsirea unui răspuns privind capacitatea politicii fiscale de a realiza un echilibru, evitând acumularea de datorie şi măsura în care datoria prezentă poate fi eliminată prin surplusul viitor. Deficitele convenţionale ale bugetului central guvernamental au rămas în limite controlabile în perioada 1990-2001.

Analiza deficitelor convenţionale ale sectorului public nefinanciar consolidat, prin prisma criteriilor de convergenţă, relevă faptul că, în medie, acestea s-au încadrat în limitele prevăzute de criteriile de la Maastricht (2,8% în perioada 1990-2000 comparativ cu nivelul criteriului de 3%), dar au avut fluctuaţii mari de la un an la altul, situate într-o bandă de la 0,4 la sută şi 4,6 la sută din PIB. La baza acestor mişcări, considerate totuşi moderate, s-au aflat acţiunile reformatoare ale sistemului fiscal ce au urmărit reducerea dezechilibrelor. Influenţa acestora asupra volumului şi structurii veniturilor şi cheltuielilor este pusă în evidenţă de datele din tabelul 4.2

Deficitele primare mai mari din perioada 1997-2000 (1,6%, dacă se iau în calcul veniturile din privatizare, şi 0,1%, dacă nu se iau în calcul aceste venituri considerate ca venituri excepţionale) se află în strânsă corelaţie cu deficitele bu-getului general consolidat înregistrate în această perioadă comparativ cu cele an-terioare.

Analiza corelaţiei dintre situaţia financiară şi structura datoriei publice pe ansamblul perioadei 1990-2000 poate contribui la găsirea de soluţii pentru creşterea capacităţii politicii fiscale de realizare a echilibrelor macroeconomice fără o creştere nesustenabilă a datoriei. Datele arată că şi dacă ajustările primare au avut loc, dezechilibrul poate avea o existenţă proprie, determinată de dimensiunea datoriei acumulate (în circulaţie) şi nivelul înalt al dobânzilor. Astfel, dobânzile la datoria publică au reprezentat în produsul intern brut, în medie, 1,1%


85

în perioada 1992-1996, faţă de o medie de 4,6% în perioada 1997-2000, nivel ce reflectă procesul de alimentare şi autoalimentare a datoriei interne din al doilea interval. În aceste condiţii, deficitul primar, calculat prin deducerea din deficitul general a cheltuielilor cu dobânda la datoria publică, care în perioada 1992-1996 se constituia ca o sursă potenţială de finanţare (dat fiind excedentul înregistrat), devine deficit în perioada 1997-2000, implicând la rândul lui finanţare.

Tabelul 4.2

Structura bugetului general consolidat pe principalele elemente

Medie 1990-1991

Medie 1992-1996

Medie 1997-2000

Medie 1990-2000

TOTAL VENITURI 40,8 33,1 31,8 34,0 Curente 39,2 32,8 30,5 33,1 A. Taxe 34,3 29,7 28,6 30,2 A1. Taxe directe 23,2 20,9 17,4 20,0 A2. Taxe indirecte 1,0 1,6 1,0 1,3 B. Venituri nefiscale 4,8 3,1 1,9 2,9 Capital 1,6 0,3 1,1 0,8 TOTAL CHELTUIELI 38,7 35,6 34,9 35,9 Curente 31,8 30,2 30,9 30,8 Bunuri şi servicii 12,9 12,6 11,6 12,3 Dobânzi la datoria publică 0,0 1,1 4,6 2,2 Subvenţii şi transferuri 20,7 18,8 14,6 17,6 Capital 6,9 4,9 3,4 4,7 Împrumuturi minus rambursări 0,0 0,5 0,6 0,4 ECHILIBRUL GENERAL (fără venituri din privatizare) 2,1 -3,4

-4,6

-2,8

ECHILIBRUL GENERAL (cu venituri din privatizare) 2,1 -2,7

-3,0

-1,9

ECHILIBRUL PRIMAR (cu privatizare) 2,2 -1,5 1,6 0,3 ECHILIBRUL PRIMAR (fără privatizare) 2,2 -2,3 0,1 -0,6

Sursa: Prelucrări de date ale Ministerului de Finanţe.

Modificarea structurii veniturilor şi a cheltuielilor bugetului public1 din Româ-nia a urmat în ultimii ani noile priorităţi ale politicii fiscale din ţările Uniunii Euro-pene.

Putem concluziona că variabilele fiscale pot defini nu numai viteza tranziţiei (reformele accelerate impun constrângeri bugetare puternice, măsurate prin reducerile în subvenţii şi în taxele directe, în timp ce pierderile din ajustări sunt compensate prin cheltuieli sociale mari), ci sunt, de asemenea, un factor im-portant în evaluarea sustenabilităţii deficitelor guvernamentale.

1 O detaliere a acestor schimbări a fost prezentată în lucrarea: “Sustenabilitatea datoriei publice єi a deficitului bugetar”, publicată în volumul: Tranziţia economică în Romвnia - Trecut, prezent єi viitor, coordonatori Christof Ruhl єi Daniel Dăianu, Banca Mondială єi Centrul Romвn de Politici Economice, 2000.


86

4.5. Contribuţia taxei pe inflaţie În această secţiune a lucrării sunt analizate, pe baza calculelor proprii şi a

estimărilor altor autori, veniturile disponibile prin aşa-numita taxă pe inflaţie şi aşa-numitul seignorage.

Evoluţia deficitelor curente din perioada tranziţiei ridică semne de întrebare privind măsura în care este sustenabilă din punct de vedere macroeconomic, având în vedere opţiunile posibile: (i) calibrarea cheltuielilor la nivelul veniturilor; (ii) menţinerea deficitului şi finanţarea prin creaţie monetară; (iii) menţinerea deficitului şi finanţarea prin împrumut pe piaţa internă sau externă [3].

Datele pentru România ne relevă faptul că, diferit de la o etapă la alta, guvernele au folosit emisiunea monetară ca sursă de acoperire a deficitelor mereu crescânde ale bugetului general consolidat, alături de alte surse interne şi externe, având în vedere inexistenţa condiţiilor pentru calibrarea cheltuielilor la nivelul veniturilor într-o perioadă de profunde transformări economice şi sociale.

Finanţarea deficitului prin emisiunea monetară înseamnă de fapt finanţare prin seignorage, care, din punctul de vedere al populaţiei, reprezintă reducerea valorii reale a banilor datorită inflaţiei. Măsurat prin modificarea în termeni reali a bazei monetare, volumul seignorage-ului ce poate fi obţinut de guvern de la public depinde de cererea de bani. Este ştiut însă că aceasta descreşte pe fondul unei rate înalte a inflaţiei, limitând posibilitatea de finanţare a deficitului pe această cale.

Venitul obţinut prin tipărirea de bani este denumit seignorage (Lienert et al., 1997). Matematic, seignorage-ul (S) este dat de:

S = ∆ht + ∆Pt / Pt ⋅ ht-1 (4)

unde: ∆ht reprezintă creşterea bazei monetare sau a “banilor tari” (h) la momentul t; ∆Pt reprezintă creşterea nivelului preţurilor (P).

Expresia (4) este utilizată, de asemenea, în măsurarea deficitului fiscal no-minal şi real şi a celui cvasifiscal (Rocha and Saldanha, 1992) ca seignorage co-lectat de banca centrală, egal cu seignorage (S) mai puţin dobânda plătită pentru rezervele băncilor comerciale. Croitoru (1995) a determinat deficitul fiscal şi cel cvasifiscal în România în perioada 1990-1995, utilizând formula (4), dar modifi-cată astfel:

∆h / P = ∆h + ( π / 1+π ) h-1 (5)

Deoarece România este caracterizată printr-o rată înaltă a inflaţiei, noi am utilizat expresia (5) în lucrarea noastră pe baza datelor lunare şi un coeficient de corecţie pentru inflaţie. Rezultatele pentru seignorage în perioada 1990-1994 au fost similare cu cele obţinute de Croitoru şi sunt prezentate în tabelul 4.3.


87

Datele pentru România prezentate în tabelul 4.3 relevă că seignorage-ul, ca sursă de finanţare a deficitului, a fost caracteristic primilor ani ai tranziţiei, când guvernul a obţinut un volum relativ mai mare faţă de anii ulteriori. Nivelul seignorage-ului a fost mult mai înalt în anii cu inflaţie ridicată (de 3 cifre), respectiv 1992, 1993, 1997.

Tabelul 4.3

Seignorage-ul şi taxa pe inflaţie în România

Indicatorii U.M. 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Sem. I 2001

Inflaţia (dec. = 100) % 199,2 295,5 61,7 27,8 56,9 151,4 40,6 54,8 40,7 14,8 Venituri din seignorage-ul total Nominal d(M) mld. lei 462,5 1645,1 2115,6 2472,2 1936,5 12279,3 4440,6 26721,7 24170,4 17584,1 % în

PIB

23,0

27,3 10,6 5,0 2,7 11,3 1,8 7,2

4,5

3,9 În termeni reali d(M)/P

mld. lei

139,3

417,1 832,0 1671,4 1066,8 4129,1 2588,2 17381,8

15354,4

13207,5

% în PIB

6,9

6,8 4,0 3,1 1,5 3,8 1,0 4,7

2,8

2,9

Venituri din seignorage-ul pur În termeni reali d(M/P)

mld. lei

-68,2

-145,3 202,5 786,2 -1169,5 -428,6 -2343,4 7200,4

1667,5

4684,1

% în PIB

-3,4

-2,4 1,0 1,5 -1,6 -0,4 -0,9 1,9

0,3

1,0

Venituri din taxa pe inflaţie În termeni reali pi*(M/P)

mld. lei

207,5

562,4 629,5 885,2 2236,3 4557,8 4931,6 10181,4

13686,8

8523,4

% în PIB

10,3

9,2 3,0 1,7 3,1 4,2 1,9 2,7

2,5

1,9

Sursa: Prelucrările autorilor.

Veniturile din seignorage-ul total au scăzut în termeni reali de la 6,9% în a-nul 1992 la 1,5% în anul 19961, cu o evoluţie fluctuantă după această dată, cu un nivel de 4,7% în 1998 şi de circa 3% în primul semestru al acestui an. Se remarcă faptul că doar în anii 1996 şi 1998 nivelul acestor indicatori s-a înscris în limite apro-piate de cele realizate în timpuri normale în economiile de piaţă, respectiv 1-1,5 la sută (Coricelli, 1997). Reluarea trendului crescător al veniturilor din seignorage după anul 1998 sunt legate de nevoia acută de asigurare a lichidităţilor sistemului bancar, aflat în perioada 1999-2000 în plin proces de asanare şi restructurare.

Opţiunea guvernului de a apela sau nu la finanţarea prin seignorage a deficitului nu este deloc uşoară în condiţiile restricţiilor impuse de necesitatea ali-nierii la criteriile de convergenţă impuse pentru aderarea la Uniunea Europeană. Potrivit opiniei lui Dornbusch şi Fisher, utilizarea taxei pe inflaţie este preferabilă

1 Lucian Liviu Albu, Elena Pelinescu, “Sustenability of the Public Debt and Budget Deficit”, în

Economic Transition in Romania, Past, Present, Future, Bucharest, Romania, 1999, p. 76-77.


88

creşterii datoriei, dacă inflaţia poate fi menţinută la niveluri moderate. Cum inflaţia în România se situează încă peste nivelurile considerate moderate (adică sub 20% pe an), este de luat în consideraţie mai degrabă costul reducerii inflaţiei la ni-veluri apropiate de cele considerate moderate, cost ce poate, în condiţii de in-stabilitate financiară, să depăşească beneficiile generate de dezinflaţie.

Principala concluzie, argumentată cifric, este aceea că sursele de aseme-nea factură, care vin să completeze politica monetară, utilizate de altfel pe plan in-ternaţional, au propriile lor limite, care pot fi destul de precis evaluate. Depăşirea lor însă poate genera efecte nefaste, incontrolabile pe termen lung, îndeosebi în ceea ce priveşte lupta contra inflaţiei.

4.6. Relaţia dintre sectorul public şi deficitul extern Impactul deficitelor sectorului public asupra echilibrului resurselor în econo-

mia naţională este tema centrală a politicii macroeconomice. Teoria macroecono-mică oferă o gamă largă de legături între deficitele sectorului public şi restul economiei. În ceea ce priveşte legăturile dintre sectorul public şi deficitul extern, ne vom referi doar la două teorii, care pot fi considerate ca fiind situate la doi poli opuşi, menţionând că punctele de vedere intermediare, mai plauzibile, pot fi considerate drept combinaţii ale celor două extreme. Scopul exerciţiului este de a determina dacă experienţa României justifică unele dintre aceste combinaţii şi astfel oferă o serie de soluţii pentru viitor.

Primul caz se referă la teoria lui Ricardo, readusă în actualitate relativ recent de către Barro (1988). Conform acestui punct de vedere, modificările în deficitul bugetar determină contrabalansarea modificărilor din sectorul economiilor private prin anticiparea modificărilor din impozitarea viitoare. De aceea, ele nu au nici un efect asupra economiilor ţării şi, concomitent, nici asupra contului curent extern. Cea de-a doua “extremă” este legată de abordarea aşa-numitei noi şcoli de la Cambridge (“New Cambridge Group”; a se vedea Fetherson and Godley, 1978) şi derivă din evidenţa empirică britanică. Conform acestei teorii, achiziţiile nete de active financiare ale sectorului privat (gospodării şi sectorul corporatist) sunt nule. Aceasta înseamnă că venitul privat disponibil este egal cu consumul privat şi cheltuielile pentru investiţii. De aceea, identitatea venitului naţional implică faptul că deficitul bugetului de stat trebuie să corespundă unei modificări egale a deficitului contului curent (iar o modificare a deficitului bugetului de stat să corespundă unei modificări egale în deficitul contului curent). De asemenea, această opinie este viabilă în cadrul modelului Mundell-Fleming, în condiţiile unei mobilităţi perfecte a capitalului şi ale unui mecanism al cursului de schimb liber.

Considerând, în cadrul perioadei 1990-2000, trei subperioade aproximativ egale şi luând ratele lor medii pentru indicatori, s-au obţinut tabelele 4.4 şi 4.5, care sunt variante diferite ale aceleiaşi identităţi. Tabelul 4.4 se bazează pe o ver-siune a identităţii venitului naţional, exprimat prin ecuaţia (4), care prezintă sepa-rat aşa-numitul surplus financiar al guvernului central (GGFS - general govern-ment financial surplus), incluzând cheltuieli curente şi de investiţii în zona cheltu-


89

ielilor, economiile private (PS – private saving) şi investiţiile private (PI – private investment). O astfel de prezentare este utilă dacă obiectivul constă în a separa deficitul bugetar de gap-ul dintre economii şi investiţii în sectorul privat:

GGFS + PS – PI = CAS (6)

unde CAS este surplusul de cont curent (current account surplus) din cadrul conturilor naţionale (net lending).

Tabelul 4.4

Identitatea venitului naţional (I)

GGFS PS PI CAS Diferenţe (1)+(2)-(3)-(4) (1) (2) (3) (4) (5) 1990-2000 medie, % din GDP -1,918 16,327 19,809 -5,409

0,009

1990-1992 medie, % din GDP -0,133 17,267 23,900 -6,733

-0,033

1993-1996 medie, % din GDP -2,175 18,55 20,900 -4,550

0,025

1997-2000 medie, % din GDP -3,000 13,400 15,650 -5,275

0,025

1993-96 / 1990-92 modificări între medii, % din GDP -2,042 1,283 -3,000 2,183

0,058

1997-2000 / 1993-96 modificări între medii, % din GDP -0,825 -5,150 -5,250 -0,725

0,000

Pe de altă parte, tabelul 4.5 se bazează pe o altă variantă a aceleiaşi iden-

tităţi:

NS – NI = CAS

care prezintă CAS ca diferenţă între economiile naţionale brute (NS – national saving) şi investiţiile naţionale brute (NI – national investment).

În ciuda faptului că perioada considerată este relativ scurtă, ne propunem totuşi să schiţăm câteva concluzii. Astfel, datele prezentate în tabelul 4.5 arată că deşi deficitul financiar mediu al guvernului a crescut, ca puncte procentuale, cu 2,0 şi, respectiv, cu 0,8 între două perioade consecutive de câte patru ani, deficitul contului curent (CAS) s-a modificat în două moduri distincte: în sens contrar, în perioada 1993-1996, şi în acelaşi sens, în perioada 1997-2000. Această dinamică se poate interpreta astfel: pentru prima perioadă ipoteza “New Cambridge” a fost în sens contrar experienţei României, iar în perioada următoare ea pare mult mai apropiată de realitate.

Completând analiza cu datele din tabelul 4.5, se constată că rata medie a e-conomiilor private a crescut puţin între primele două subperioade (1996-93/ 1992-90), fiind însă însoţită de o creştere compensatorie a dezeconomisirii guvernului, implicând o cvasistagnare a ratei economiilor naţionale brute (-0,4). Între ultimele


90

două perioade considerate (2000-97/1993-96) s-a manifestat o criză generală ex-tremă în economii şi investiţii, ambele sectoare înregistrând descreşteri semnifica-tive (în cazul economiilor guvernamentale a avut loc o cădere şi mai bruscă decât în cazul economiilor private). De aceea, deficitul contului curent s-a modificat semnificativ (cu +2,2 între primele două subperioade şi cu aproximativ -0,7 între ultimele două subperioade), ceea ce nu se suprapune concluziilor neo-ricardiene. De asemenea, mecanismul de transmitere este în contrast cu opinia subliniată de teoria neoricardiană. De exemplu, considerând modificările dintre cele două perioade, în România, se poate presupune că investiţiile private s-au ajustat în mod corespunzător mai degrabă procesului de dezeconomisire în sectorul guver-namental decât dinamicii economiilor private. După cum rezultă, de exemplu, din tabelul 4.4, scăderea investiţiilor private în cea de-a doua subperioadă faţă de prima a fost de 3 puncte procentuale, în timp ce economiile private au crescut cu doar ceva peste un punct procentual. În general, modificarea economiilor private a fost mai mică decât a investiţiilor. Cu toate acestea, în ultima subperioadă a exis-tat o situaţie diferită, înregistrându-se modificări negative semnificative, atât în economiile private, cât şi în investiţiile private.

Tabelul 4.5

Identitatea venitului naţional (II)

NS NI CAS Diferenţe (1)-(2)-(3) 1990-2000 medie, % din GDP 18,682 24,509 -5,409

-0,418

1990-1992 medie, % din GDP 22,167 29,867 -6,733

-0,967

1993-1996 medie, % din GDP 21,775 25,975 -4,550

0,350

1997-2000 medie, % din GDP 12,975 19,025 -5,275

-0,775

1993-96 / 1990-92 modificări între medii, % din GDP -0,392 -3,892 2,183

1,317

1997-2000 / 1993-96 modificări între medii, % din GDP -8,800 -6,950 -0,725

-1,125

În general, una dintre explicaţiile pentru declinul investiţiilor private, în afara

cauzelor interne, poate fi atribuită şi înlăturării barierelor protecţioniste ale indus-triei româneşti (în special în vederea pregătirii acceptării României în UE şi prin in-trarea ei în CEFTA). Aceasta a “expus” economia României concurenţei mondia-le, care necesită ajustări rapide, pentru care nu a fost o lungă perioadă pregătită. Oricum, lipsa experienţei manageriale şi calificarea personalului, inabilitatea firme-lor româneşti în a absorbi beneficiile tehnologiilor avansate pentru îmbunătăţirea calităţii produselor sau a structurii costurilor lor de producţie, impedimentele birocratice combinate cu o politică industrială insuficient coordonată şi slăbiciunile sistemului financiar legate de constituirea capitalului de risc au determinat de multe ori eşecul industriei româneşti în ajustarea la un mediu nou, mai competitiv.


91

În această secţiune a studiului mai este, de asemenea, abordată şi relaţia dintre datoria externă şi deficitul de cont curent, pornindu-se de la relaţia dintre modificarea datoriei externe nete, deficitul de cont curent şi intrările nete de capi-tal (Dornbusch, 1987), care poate fi scrisă astfel:

∆(NFB) = CAD - (NILTC + NISTPC) (7)

unde: ∆(NFB) este modificarea în datoria externă netă; CAD este deficitul de cont curent; NILTC este intrarea netă de capital pe termen lung (investiţie directă şi de

portofoliu); NISTPC este intrarea netă de capital privat pe termen scurt.

4.7. Sunt oare sustenabile deficitele? Deficitele persistente ale sectorului public (excluzând venitul din privatizări)

din deceniul trecut au produs niveluri record ale datoriei publice. Concomitent, s-au redus ratele economisirii naţionale la niveluri foarte mici comparativ cu perioadele anterioare şi cu standardele internaţionale, s-a diminuat de fapt valoarea netă a sectorului public, de vreme ce deficitele şi, în ultimă instanţă, datoria publică se în-dreaptă spre consum, şi nu spre atenuarea gap-ului economisire-investiţii în sec-torul public; acestea, împreună cu o serie de alte impedimente ale politicii econo-mice generale, elimină investiţiile private (de fapt, este vorba despre investiţiile naţionale – private şi publice – care au intrat, în deceniul trecut, sub un regim de criză acută datorită dezeconomisirii în sectorul guvernamental, după cum arată ta-belul 4.5). Politicile din trecut au eşuat în a însănătoşi economia, îndepărtând ideea că o economie mică, deschisă, ca a României, suferind de impedimente structurale, poate folosi o politică fiscală expansionistă care să crească output-ul, în special în perioada în care partenerii comerciali urmează politici restrictive.

Astăzi foarte puţine voci ar mai obiecta că situaţia fiscală din România este nesustenabilă. Situaţia se prezintă totuşi mai nuanţat. Riscul încă există, în sensul că deficite persistente (generate într-adevăr în timpul unor extraordinare – poate prea lungi – circumstanţe ale tranziţiei, dar oricum, nu ca într-o perioadă de război), combinate cu creşteri reale ale ratei dobânzii, ar putea, undeva în viitor, să lovească în încrederea publică şi astfel să creeze o criză cu consecinţe neprevăzute (de exemplu, o migrare masivă a capitalului).

Pentru a vedea care este implicarea dinamicii acumulării datoriei, putem rezolva ecuaţia care urmează, pentru a obţine:

dT = d0vT + Σ(πm – bm)vT–m (m = 1, 2, …, T) (8)

unde: v = ( 1 + i* + p ) / ( 1 + q + p ).

Se presupune, pentru simplificarea calculelor, că rata reală efectivă a do-bânzii este i*. Rata de creştere reală, q, şi modificarea deflatorului PIB, p, sunt


92

constante: i*t = i*, qt = q, pt = p. Folosind ecuaţia (8), putem face predicţii asupra ratei datoriei raportate la PIB, pentru momente dintr-o perioadă viitoare, T, prin e-miterea unor ipoteze privind parametrii relevanţi. O rată reală înaltă de creştere, comparativ cu rata reală efectivă a dobânzii, tinde să reducă rata datoriei în PIB, d, în timp ce deficitele primare persistente tind să o sporească. În acest punct al analizei noastre, considerăm utilă prezentarea rezultatelor simulării dinamicii dato-riei sectorului public, utilizând ca exemplu valorile parametrilor înregistraţi în anii trecuţi (conform datelor din tabelul 4.1). Simularea output-ului este prezentată în tabelul 4.6.

Tabelul 4.6

Simularea evoluţiei datoriei pe 10 ani

Valoarea parametrilor Valoarea Orizont de timp (d 0 = 1) în anul *) indicatorului v**) 5 ani 10 ani

1990 3,716 7,3*102 5,3*105 1991 7,646 3,9*104 1,5*109 1992 1,590 12,1 1,4*102 1993 0,950 0,748 0,553 1994 0,730 0,24 0,075 1995 1,193 2,4 5,6 1996 1,318 4,1 16,1 1997 1,063 1,3 1,6 1998 1,145 1,9 3,6 1999 1,341 3,8 16,1 2000 1,154 1,7 3,2

*) A se vedea tabelul 4.1 (exclusiv veniturile guvernului central din privatizare). **) A se vedea ecuaţia (6).

Hotărârea României de a reduce rata inflaţiei pentru stabilizarea economică şi obţinerea condiţiilor pentru a fi în viitor acceptată în UE restricţionează abilitatea ei de a finanţa direct deficitele bugetare prin banca centrală, implicând totodată alinierea, desigur în timp, la rata reală a dobânzii practicată pe plan european. În aceste condiţii, o ipoteză-cheie (şi deosebit de utilă pentru calcule) devine aceea a egalizării ratei de creştere, q, cu rata reală medie efectivă a dobânzii, i* (calculată, aşa cum s-a văzut, prin conectare la nivelul datoriei publice). Aceasta, deşi se pare a fi în contradicţie cu experienţa trecută (a se vedea tabelul 4.1). Această presupunere poate fi justificată doar dacă următoarele evenimente vor avea loc: relansarea creşterii economiei naţionale, o calmare a ratei reale a do-bânzilor prin diverse instrumente, în primul rând prin descreşterea controlată a do-bânzii la împrumuturile guvernamentale, prin limitarea la termenul scurt a noilor împrumuturi guvernamentale şi o eventuală escaladare a ratelor reale ale dobân-zii pe plan mondial. Ea are şi o justificare teoretică: corespunde “regulii de aur a acumulării” a teoriei creşterii optimale [2].

Plecând de la această presupunere, q= i*, ecuaţia (8) devine:


93

dT = d0 + Σ(πm – bm) (9)

Dacă, de exemplu, nivelul mediu al diferenţei π – b este egal cu 5,8%, după un deceniu, rata datoriei, d, va fi cu 58% mai mare decât nivelul iniţial. Similar, rata corespunzătoare, dT, pentru un T foarte mare va tinde la infinit. Practic, dT va tinde întotdeauna la infinit pentru un T suficient de mare, cu excepţia cazului în care deficitul viitor mediu este nul. Apare un caz interesant, de natură empirică, în momentul în care deficitul primar este pozitiv, dar în scădere. Se poate vedea (folosind aşa-numita teorie a lui d’Allambert privind convergenţa seriilor infinite) că dT va converge către o limită infinită pentru un T foarte mare, doar dacă deficitul primar, π – b, scade cu o rată constantă. Dacă q>i*, se poate vedea din ecuaţia (8) că dT va fi întotdeauna mărginit, deoarece deficitele primare sunt limitate. În cazul special în care deficitul primar π – b este constant, dT va converge către (π – b)/(1-v) pentru un T foarte mare. Trebuie observat că această limită va fi una foarte mare (şi practic nesustenabilă). În fine, dacă q < i* (în continuare i* se va nota cu is), datoria ca rată în PIB creşte fără limită [3].

Condiţia fundamentală pentru sustenabilitate poate fi aproximată prin funcţia f(π, b, is, q, p), care trebuie să fie egală sau mai mică decât zero, unde:

f b is q p b is qp q

11

( , , , , ) : ( )π π= − +−

+ + (10)

sau

f b is q p b is qp q p q

21

( , , , , ) : ( )π π= − +−

+ + + ⋅ (11)

În tabelul 4.7 şi în figura 4.4 sunt redate valorile funcţiei f în cazul fiecărui an din perioada 1990-2000, precum şi graficul acesteia.

Tabelul 4.7

Simularea dinamicii funcţiei f (variantele f1 şi f2), între 1990-2000

i f1(πi, bi, isi, qi, pi) f2(πi, bi, isi, qi, pi) 1990 2,718 2,737 1991 6,659 7,310 1992 0,631 0,669 1993 -0,056 -0,056 1994 -0,262 -0,256 1995 0,189 0,186 1996 0,334 0,330 1997 0,043 0,045 1998 0,128 0,131 1999 0,283 0,285 2000 0,106 0,106


94

Figura 4.4

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 20002

0

2

4

6

8

0

f1 ,,,,π i bi isi qi pi

f2 ,,,,π i bi isi qi pi

i

4.8. Concluzii Câteva dintre concluziile generale ale studiului sunt următoarele:

1) creşterea record înregistrată de datoria publică ca rată în PIB în perioada de tranziţie se datorează unei foarte mari creşteri a cheltuielilor consumului social, fără o creştere paralelă a veniturilor din taxe;

2) recordul deficitelor primare s-a petrecut în preajma anilor electorali (1992, 1996 şi 2000), indicând prezenţa unui ciclu al afacerilor cu influenţă electorală;

3) ratele reale medii efective ale dobânzii pentru datoria guvernamentală au fost negative în anumiţi ani (1993 şi 1994), după care s-au majorat, urmând a se stabiliza în viitor, la valori cu mult mai scăzute decât în prezent;

4) au existat oscilaţii frecvente, atât în evoluţia deficitului contului curent raportat la PIB, cât şi în cazul deficitelor sectorului public, pe fondul unei severe scăderi a economiilor şi investiţiilor (atât private, cât şi guvernamentale);

5) deficitul sectorului public, datorat consumului ridicat, nu ar trebui să continue (rata naţională de economisire din perioada 1997-2000 de sub 13% fiind una dintre cele mai mici pe plan european, aceasta în pofida unei rate relativ constante a economisirii la nivelul gospodăriilor populaţiei), iar creşterea rapidă a datoriei publice ar putea duce la scăderea încrederii publice şi la o migrare a capitalului;

6) o mai bună corelaţie între indicatorii macroeconomici fundamentali (după cum pare să fie trendul în ultima vreme, incluzând aici şi presiunile ce vin din par-


95

tea instituţiilor financiare internaţionale) va fi necesară în viitor pentru a asigura sustenabilitatea datoriei sectorului public şi credibilitatea economiei româneşti.

Note

[1] În estimarea parametrilor i şi a din ecuaţiile (1)-(3), am utilizat următoarele relaţii:

i t = Db t / D t - 1

unde Db este dobânda plătită efectiv pentru datoria publică şi, respectiv,

a t = ( D t / D t - 1 ) [ 1 - ( CS t - 1 / CS t ) ]

CS fiind cursul de schimb (lei/USD) la sfârşitul anului.

[2] Abordarea problemei acumulării datoriei utilizând ecuaţii cu diferenţe finite cu nedeterminări în cazul g = i, în timp ce metoda prezentată, începând cu ecuaţia (3) şi rezolvarea ei recursivă până la obţinerea ecuaţiei (9), evită aceasta (OECD, 1989).

[3] Aceasta este aşa-numita lege Domar.

Bibliografie

Albu, Lucian Liviu; Pelinescu Elena (2001): “Sustenabilitatea datoriei extrerne”, în Modificări structurale şi performanţa economică în România, capitolul 3 - “Competitivitate, balanţa de plăţi, datoria externă“, Banca Mon-dială, CEROPE.

Albu, Lucian Liviu; Pelinescu, Elena (1999): “Sustainability of the Public Debt and Budget Deficit”, în Economic Transition in Romania. Past, Present, Future, Bucharest Romania.

Barro, R. (1988): The Ricardian Approach to Budget Deficits, NBER, Working Paper, No. 2685.

Blanchard, O.J. (1990): Suggestion for a New Set of Fiscal Indicators, OECD Working Paper, 79, Paris.

Budina, N.; Malisyewski, W.; De Menil, G. (1998): Monetary Policy, Demand for Money and Inflation in Romania, July, Annex 3.

Buiter, W.H. (1985): “Guide to Public Sector Debt and Deficits”, Economic Policy, Volume 1, November.


96

Chalk, N. (1998): Fiscal Sustainability with Non-Renewable Resources, IMF Working Paper, March.

Coricelli, F. (1997): “Fiscal Policy. A Long-Term View”, în Fiscal Policy in Transition, in Economic Policy Initiative, 3, Forum Report of the Economic Policy Initiative.

Croitoru, L. (1996): Politica fiscală României în perioada 1990-1995, CEMAT.

Cuddington, J. (1996): Analysing the Sustainability of Fiscal Deficits in Developing Countries, Economics Department Georgetown University, Washington, D.C. 20057-1045, 3-31-1997 revision.

Dornbusch, R. (1987): Debts and Deficits, Leuven and MIT University Press.

Eisner, R. (1989): “Budget Deficits: Rhetoric and Reality”, Journal of Economic Perspectives, November.

Fetherston, M.J.; Godley, W.A.H. (1978): “New Cambridge Macroeconomics and Global Monetarism: Some Issues in the Contact of UK Economic Policy”, în Brunner, K. and Metzler, A.H. (eds.), Public Policies in Open Economies, Amsterdam, North Holland.

Garcia, F. (1998): Public Debt Sustainability and Demand for Monetary Base, Working Papers, IMF.

Kosterna, U. (1997): “The Fiscal Policy Stance in Central and Eastern Europe in Comparison to European Union Countries”, în Economic Policy Initiative, 3, Forum Report of the Economic Policy Initiative.

Laurens, B.; Piedra, E. (1998): Coordination of Monetary and Fiscal Policies, IMF Working Paper, WP-98-25.

Lienert, I.; Marciniak, P.; Swiderski, K. (1997): Macroeconomic Accounting and Analysis in Transition Economies, International Monetary Fund.

Olding-Smee, J.; Riley, C. (1985): Approaches to the PSBR, National Institute of Economic and Social Research, August.

Pelinescu, Elena (2001): “Studiu comparativ al evoluţiei inflaţiei în Romania şi în ţările Uniunii Europene”, în Inflaţie-Sustenabilitate-Integrare, ESEN-2: Un proiect deschis. Probleme ale integrării României în Uniunea Europeană. Cerinţe şi evaluări, Nr. 10, Academia Română, Grupul de reflecţie Evaluarea Stării Economiei Naţionale, Secţia de Ştiinţe Economice, Juridice şi Sociologie a Academiei Române, INCE, CIDE, Bucureşti.

Rocha, R.R.; Saldanha, F. (1992): Fiscal and Quasi Fiscal Deficits. Nominal and Real Measurement and Policy Issues, Working Paper, WPS.

Roubini, N.; Sachs, J. (1989): “Government spending and budget deficits in the industrial countries”, Economic Policy, April.


97

Spaventa, L. (1988): “Is there a public debt problem in Italy?”, în Giavazzi, F. and Spaventa, L. (eds.), High Public Debt – The Italian Experience, CEPR - Cambridge University Press.

Stournaras, Y. (1990): “Public Sector Debt and Deficits in Greece: The Experience of the 1980s and Future Prospects”, Revista di Politica Economica, VII-VIII, Roma, July-August.

Wilcox, D. (1989): ”Sustainability of Government Deficits: Implication of the Present Value Borrowing Constraint”, Journal of Money, Credit and Banking, Volume 21, August.

***, International Monetary Fund (1996): World Economic Outlook, Focus on Fiscal Policy, May.

***, OECD (1989): “Special Features, Macroeconomic Stabilisation and Restructuring Social Policy – Romania”, Economic Survey.

***, OECD (1999): Economic Survey of Ireland, Appendix 2, Paris, OCDE, 1998/1999.

***, Standard & Poor’s (1999): Analysis - Romania, Sovereign Rating Service, August.


98

Anexa 4.1

Datoria externă a României în perioada 1990-2001

- milioane dolari SUA - 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Total datorie externă (DE) 1140

2070

3139 4218,2 5486 6310,6 8337 9585,4 9915,9

9137,6

10226

11119

Total datorie exter-nă pe termen mediu şi lung (DETML) 230

1143

2479 3357 4597 5482,1 7209 8584,3 9322,6

8742,5

9863,4

10722 Datoria publică ex-ternă pe termen me-diu şi lung (DETML) 230

1027

2319 3111 4247 4948,5 6174 6853,7 6966,9

6220,3

6883,1

10722 1. Datorie publică di-rectă 230

1027

2010 2370 2983 3388,4 4326 4815,9 4814,4

3948,4

4643,1

...

2. Datorie garantată de stat

309 741 1265 1560,1 1848,4 2037,8 2152,5

2271,9

2240

...

Datoria privată 116 160 246 349,4 533,6 1034,5 1730,6 2355,7 2522,2 2980,3 Datoria externă pe termen scurt (DETS) 910

927

659,9 861,2 889,1 828,5 1128,2 1001,1 593,3

395,1

362,1

397,0

Pe tipuri de creditori Total DETML 230 1143,0 2479,0 3357,0 4596,8 8177,7 7208,9 8584,3 9322,6 8742,5 9863,4 10722 din care: Multilaterale 836 1733 2059 2715 5482,1 2720,5 3391,9 3688,5 3875,9 4330,4 4328,3

FMI 809 1032 1041 1313 2786,6 650,9 641,8 538,6 458,2 452,8 378,1 UE 454 515 549,6 1039,2 632,6 641,0 461,3 206,7 209,3 192,7 BIRD 3 215 403 667,5 652,6 1022,0 1391,7 1469,4 1706,2 1997,7 2002,5

Bilaterale 215 425 592,24 881,3 1204,7 1301,1 1164,9 1142,5 1004,1 916,6 923,9 Bănci private 92 321 617,7 853,6 1175,8 1550,0 1694,0 1673,6 1487,4 1722,1 1609,0 Obligaţiuni 0 0 0 0 64,7 1224,8 1755,9 1880,1 1157,9 1138,9 1797,2 Credite furnizor 0 0 30,6 130,4 196,6 276,1 247,2 272,1 194,5 165,5 289,5 Alţi creditori privaţi 0 0 57,4 16,1 53,8 136,4 330,3 665,7 1022,7 1589,9 1773,7

Sursa: Rapoarte anuale 1991-1995 pentru anii 1991-1993, p. 26-29; Raportul anual 1998 pen-tru anul 1994, p. 22-25; Raportul anual 1999 pentru anii 1995-1999, p. 22-25 şi anexele statistice la Raportul anual pe anul 2000 pentru anii 1996-2000, p. 1-17.

c ed

CENTRUL DE INFORMARE ŞI DOCUMENTARE ECONOMICĂ

Redactor-şef: Valeriu IOAN-FRANC

Redactori: Aida SARCHIZIAN, Paula NEACŞU, Mihaela PINTICĂ Secretariat ştiinţific: Dan OLTEANU, Alexandra PURCĂREA

Machetare, tehnoredactare şi concepţie grafică: Nicolae LOGIN

inflaŢie-sustenabilitate-integrare · academia romÂnĂ grupul de reflecţie evaluarea stării...

Documents